[fpr 2323] SPSSでの対数線形モデルの出力の見方

堀啓造

堀@香川大学経済学部です。

岡田さん苦労しているようですね。

Re: [fpr 2315] Re: SPSSでの対数線形モデルの出力の見方

option としては多項分布を指定します。

そのと小野さんの指摘のDELTA(0)ですね。
コマンドは次のようになります。

GENLOG
  a b
  /MODEL = MULT
  /PRINT = FREQ RESID DEV ADJRESID DESIGN ESTIM CORR COV
  /CRITERIA = CIN(95) ITERATE(20) CONVERGE(.001) DELTA(0)
  /DESIGN .

おそらくこれは試みたのでしょう。
で,次のところをよくみてみましょう。つまりA,B変数とも最後の基準
セルが最後のセルになっています。これではAが4,Bが4になってま
す。そこに×印が入ってます。松田さんの本は最初のセルが基準になって
います。

というわけで,このデータでは recode A,B(1=4)
という処理をおこなって最後のセルにもってきています。

また,全部の素データをいれなくても頻度データでも処理できます。

ただ,心理学のデータの見方だとANOVAコーディングのほうがいいのでは
というのが私の考えです。つまり平均値との差を見る方法です。基準セル
によって大きく結果が変わったものを見るのは気持ち悪い。SPSSやたしか
SASでもANOVAコーディングをサポートしていません。ecta がサポートし
ていましたが,今はどうなったえいるのでしょう。多くはダミーコーディ
ングになっています。

Parameter   Aliased  Term

        1            Constant
        2            [A = 2]
        3            [A = 3]
        4       x    [A = 4]
        5            [B = 2]
        6            [B = 3]
        7       x    [B = 4]
        8            [A = 2]*[B = 2]
        9            [A = 2]*[B = 3]
       10       x    [A = 2]*[B = 4]
       11            [A = 3]*[B = 2]
       12            [A = 3]*[B = 3]
       13       x    [A = 3]*[B = 4]
       14       x    [A = 4]*[B = 2]


結果は次のとおり。これまたわかりづらいですよね。なんとかならないの
か。

上にも書いた理由から,SASのThe GENMOD Procedure をお薦めします。
これは,田中ほか『パソコン統計解析ハンドブックV多変量分散分析・線
型モデル編』共立出版 10 GSK と基本的に同じです。


Constant   Estimate

        1     1.6094

Note: Constant is not a parameter under multinomial assumption.
      Therefore, standard errors are not calculated.

                                               Asymptotic 95% CI
Parameter   Estimate         SE    Z-value      Lower      Upper

        2      .3365      .5855        .57       -.81       1.48
        3      .4700      .5701        .82       -.65       1.59
        4      .0000      .            .          .          .
        5      .5878      .5578       1.05       -.51       1.68
        6      .3365      .5855        .57       -.81       1.48
        7      .0000      .            .          .          .
        8    -1.4351      .8873      -1.62      -3.17        .30
        9     -.0852      .7725       -.11      -1.60       1.43
       10      .0000      .            .          .          .
       11      .3773      .6955        .54       -.99       1.74
       12     -.6242      .7966       -.78      -2.19        .94
       13      .0000      .            .          .          .
       14      .0000      .            .          .          .
       15      .0000      .            .          .          .
       16      .0000      .            .          .          .

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