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Moderatorの検討方法
Rep: 徳岡 大
広島大学大学院教育学研究D1
2要因の交互作用 http://quantpsy.org/interact/mlr2.htm
3要因の交互作用 http://quantpsy.org/interact/mlr3.htm
1
3. Preacherのマクロに値を代入
回帰係数と
切片の分散
±1SD
説明変数の
最小,最大
重回帰分析の自由度
調整変数の回帰係数と切片の共分散,
回帰係数 説明変数と交互作用項の回帰係数の
共分散
3
7. Moderationを扱うときの共変量
重回帰分析で交互作用項を扱う時に,共変量も投入する
ケースには注意が必要
• 説明変数と調整変数の他に共変量を投入する時
– Time2におけるテスト成績をTime1の学習方略,対処的悲観
主義を予測したい。
– 個人の認知特性によって,効果的な学習方略は異なるかもしれ
ない!
– Time1のテスト成績を共変量として統制したい
– 対処的悲観主義者のテスト成績は高いことが知られている。
– このとき,共変量と調整変数の相関が0でない限り,説明変数
と調整変数の交互作用項の回帰係数にはバイアスがかかる1)
Yzerbyt, V. Y., Muller, D., & Judd, C. M. (2004). Adjusting researcher’s approach to adjustment:
On the use of covariates when testing interactions. Journal of Experimental Social
Psychology, 40, 424-431. 7
8. 共変量との相関によるバイアスの大きさ1)
𝑋1𝑖 : 個人差(ランダム)変数,𝑁 0,1
𝑋2𝑖 : 操作された独立(固定)変数(調整変数),contrast coded
𝐶 𝑖 : 共変量,𝑁 0,1 ,𝜎 𝑋𝑋,𝐶 ≠ 0
(+1, -1)
• このような仮定の場合,真のモデルはこのように仮定される。
• 共変量と調整変数の相関を仮定しない場合のモデル
• 真のモデルにおける分散共分散行列に基づくと
目的の交互作用
目的交互作用項のβは,𝑋1𝑖 と𝐶1𝑖 の相関とβ分だけ過小評価される
8
9. 真のモデルを用いない場合の
検定力の低下1)
𝑋1𝑖 × 𝑋2𝑖 のβに関して, 𝐶 𝑖 × 𝑋2𝑖 のβ, 𝑋1𝑖 と𝐶1𝑖 間の相関が高くな
𝐶 𝑖 × 𝑋2𝑖 のβに関して,𝐶 𝑖 × 𝑋2𝑖 のβ,𝑋1𝑖 と𝐶1𝑖 間の相関が高くなると,
ると,真のモデルを使わない場合,タイプⅠエラーが増加
真のモデルを使わない場合,検定力が低下する
9
10. 共変量を含む3要因の交互作用の検討
• Yzerbyt et al. (2004)では,説明変数と調整変数間は
無相関を仮定している。
• 説明変数𝑋1𝑖 と調整変数𝑋2𝑖 間も有意な相関なら?
• 𝑋1𝑖 𝑋2𝑖 のβは,𝑋1𝑖 𝐶 𝑖 𝑋2𝑖 の共分散などのバイアスがかか
ることが予測される(シュミレーション等はしてません)
• 相関行列などで必要に応じて共変量を含めた3要因の交
互作用項も重回帰モデルに含む必要が生じる
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13. 𝒄𝒄 𝒘𝒘 , 𝒄𝒄 𝒘𝟐 から先に統制されるため,この場合 高Y1
条件におけるX1*Z1の交互作用,低Y1条件における
X1*Z1の交互作用に関する単純傾斜の検定が出力さ
れる 13
14. • 有意区間の推定
高Y1条件
低Y1条件
• 単純傾斜の検定
• グラフはこの条件の中の1つしか出力されないので,使
い勝手がよいとは言い難いかも。
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15. 注
• 仮想データを作成した際に,Yzerbyt et al. (2004)の
論文を読み違えていたため,3要因の交互作用を組み込
むことで交互作用の推定結果が誤ってしまうという現象
が起きないデータセットになってしまっています。
• 修正版を作る余裕があれば,修正して連絡します。
Thank you for your attention !
資料に関するご質問は mtokuoka37@hiroshima-u.ac.jp まで下さい
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