Week7: 重回帰分析：概要

Published

March 23, 2026

Modified

2026-03-23 16:23:53

事前の確認

この講義のRプロジェクトを開いていますか？
英数字で名前を付けた本日の講義のファイルを作成しましたか？
- .Rでも.Rmdでもどちらでも大丈夫です。

今日の目標

重回帰分析の統計理論を数学的・概念的に理解できる
重回帰分析（複数の連続値の独立変数と連続値の従属変数）をRで実装し、その結果を可視化などを通して説明できる

重回帰分析とは

単回帰分析：変数が1つ

[ = a + bx ]

重回帰分析：変数が2つ以上

[ = a + {b_1}{x_1} + {b_2}{x_2} + {b_3}{x_3} ]

偏回帰係数

重回帰式における回帰係数：偏回帰係数（partial regression coefficient）
- 他の独立変数の影響を取り除いた残差変数によって、従属変数（もしくは従属変数から他の独立変数の影響を抜いた残差変数）を予測する場合の回帰係数のこと
  - 平均化された 1 単位の比較
  - e.g., “When comparing two children whose mother have the same level of education, the child whose mother is x IQ points higher is predicted to have a test score is 6x higher, on average. (Gelman et al., 2020, pp. 134)

偏回帰係数は、単回帰のような、当該の独立変数と従属変数の関係を表していない。2つの独立変数の重回帰分析を例に挙げると、\(x_2\)の係数は、\(x_2\)から\(x_1\)の影響を除いた残差変数との関係を表す。従って、単なる\(x_2\)の影響ではなく、\(x_1\)から予測される\(x_2\)に対して、実際の\(x_2\)がどれだけ大きいかもしくは小さかったかを表す（\(x_1\)の値のわりにどの程度\(x_2\)の値が大きいか）。つまり、モデル内の他の変数との関係を踏まえて係数を解釈する必要がある。

変数間で単位が異なる場合、従属変数、独立変数をすべて標準化することで、標準化偏回帰係数（standardized partial regression coefficient）を算出し、変数間の影響力を比較する
（標準化）偏回帰係数は、従属変数と独立変数の因果関係を示すわけではないことに注意

重相関係数と決定係数

重相関係数（multiple correlation coefficient）
- 全ての独立変数から得られた、従属変数との相関を表す指標
  - 単回帰の場合は、相関係数の2乗が決定係数
調整済み決定係数（Adjusted R-squared）
- 独立変数の数が多いほど、重相関係数の値が大きくなる（インフレする）ため、修正を加えた値

独立変数の有意性

個々の独立変数が従属変数の予測に有意に寄与するかは t 分布を用いて検定する
- 帰無仮説：ある独立変数の係数は0

回帰式の有意性（ F 検定）

すべての偏回帰係数は0であるという帰無仮説を立て、 F 値をもとに検定を行う
- F 値（分散比）：モデルの分散を自由度で割った値（平均平方和）÷ モデルの誤差分散を自由度で割った値（平均誤差分散）。( R^2 ) は決定係数（coefficient of determination）、( k ) は説明変数（独立変数）の数、( n ) はサンプルサイズ（観測数）を表す。

\[ F = \frac{R^2 / k}{(1 - R^2) / (n - k - 1)} \]

F 検定が有意でない場合、モデルからの予測値は実際の値と大きく異なることを示す

重回帰分析を行う上での注意点

サンプルサイズ

明確な基準はなく、目標とする効果量や実験項目の数などによって異なる
- 検定力分析を行い、実験や調査を行う前に事前に決定することが望まれる

多重共線性（multicolinearity）

独立変数間の相関関係が高いと、偏回帰係数を正しく推定することができない

注 “Multicollinearity should not be confused with a raw strong correlation between predictors. What matters is the association between one or more predictor variables, conditional on the other variables in the model.”
(From: https://rdrr.io/cran/performance/man/check_collinearity.html)

多重共線性の問題がないかを確認するための3指標。分析前に閾値を設定し、論文内でも多重共線性の判断をどのようにするか明記しておくとよい
- 許容度（tolerance）：値が 0.1以下で多重共線性があると判断される
- VIF（variance inflation factor）：論文でよく見る指標。許容度の逆数で、5-10以上だと多重共線性だと判断。
- 条件指数（condition index）：15以上で強い多重共線性があると判断

外れ値

回帰直線は外れ値に大きく影響する
外れ値を調べる代表的な4指標
- 残差：各データの残差を標準値に変換し、± 2標準偏差もしくは ± 3以上の割合を調べる
- クックの距離：データが回帰式全体に与える影響を示す指標。1以上で問題ありと判断される
- てこ比：各ケースにおける複数の変数データが全体の平均からどの程度ずれているかの指標。平均てこ比の3倍以上の値を取る場合問題ありと判断される。
  - 平均てこ比：独立変数の数 + 1 ÷ サンプルサイズ
- マハラノビス距離：複数の独立変数における各データの平均と各ケースのデータの距離を示す指標。マハラノビスの表を参考に判断する（マハラノビスとてこ比を両方使う必要はない）。

残差の独立性、正規性、等分散、線形性

残差の独立性：どの独立変数の残差間にも相関がないという前提。
残差の正規性：残差の散布図やヒストグラムなどで確認できる
残差の等分散性：独立変数がどの値の場合でも残差分散が同じである必要がある
残差の線形性：残差と予測値には線形関係がある必要がある。散布図などで確認

投入方

重回帰分析の場合、独立変数を入れる順序でそれぞれの独立変数の有意性や偏回帰係数が変化する。
どの方法を用いるのかは研究の目的によっても異なる。基本的に、分析の前に決めておく方がよい。

強制投入法

理論や仮説に基づいて慎重に選んだすべての独立変数を1度に含めてモデルを作成する。
- 独立変数を増やすほど決定係数は大きくなることに注意

階層的投入法

階層的回帰分析とも言われる。理論や仮説に基づいて、独立変数を1つずつ投入していく。段階的にモデルに含めるため、各独立変数がどの程度決定係数の向上に影響を与えているか把握できる（強制投入法のあとに階層的投入法を行うなど）。

ステップワイズ法

統計的回帰分析とも呼ばれる。統計的に最も予測率が高いと考えられる変数から順に自動的に投入される。従属変数と相関の高い独立変数が投入され、その後偏回帰係数の有意性が次に最も高くなる独立変数が選ばれ順に投入される。
- 階層的投入法では、分析者が投入する順番を決めるが、ステップワイズ法では予測率に応じて自動で投入される。従ってその結果が理論や仮説に基づいて選ばれたモデルになるとは限らない

変数減少法

すべての独立変数を投入し、予測への寄与が小さい独立変数から順に変数を抜いていく

ハンズオンセッション

強制投入法、ステップワイズ法のやり方を確認

データの読み込み

#install.packages("readr")
library(readr)
dat <- read_csv("sample_data/regression_data.csv")

Rows: 120 Columns: 8
── Column specification ────────────────────────────────────────────────────────
Delimiter: ","
dbl (8): ID, Placement, FirstT, MidT, LastT, EndT, Class, Course

ℹ Use `spec()` to retrieve the full column specification for this data.
ℹ Specify the column types or set `show_col_types = FALSE` to quiet this message.

必ず中身を確認。

head(dat)

# A tibble: 6 × 8
     ID Placement FirstT  MidT LastT  EndT Class Course
  <dbl>     <dbl>  <dbl> <dbl> <dbl> <dbl> <dbl>  <dbl>
1     1        15     35    84    85    90     1      2
2     2        29     17    72    76    85     1      2
3     3        17     45    64    54    70     1      1
4     4        77     59    42    48    34     0      0
5     5        54     31    20    10    13     0      0
6     6        51     18    52    34    15     1      1

基本統計量の算出

library(psych)
describe(dat)

          vars   n  mean    sd median trimmed   mad min max range  skew
ID           1 120 60.50 34.79   60.5   60.50 44.48   1 120   119  0.00
Placement    2 120 54.20 28.50   50.5   54.61 37.81   4  99    95 -0.02
FirstT       3 120 54.19 24.00   54.0   54.22 31.13  10  99    89  0.02
MidT         4 120 50.79 25.30   52.0   51.08 31.13   4 100    96 -0.09
LastT        5 120 50.50 24.53   47.5   49.68 27.43   6 100    94  0.28
EndT         6 120 52.50 25.18   53.0   52.74 31.13   6  98    92 -0.05
Class        7 120  0.66  0.48    1.0    0.70  0.00   0   1     1 -0.66
Course       8 120  0.97  0.81    1.0    0.96  1.48   0   2     2  0.06
          kurtosis   se
ID           -1.23 3.18
Placement    -1.32 2.60
FirstT       -1.15 2.19
MidT         -1.12 2.31
LastT        -0.99 2.24
EndT         -1.13 2.30
Class        -1.58 0.04
Course       -1.48 0.07

データの図示

箱ひげ図

boxplot(dat[, 2:6], 
        xlab = "Test",
        ylab = "Score",
        ylim = c(0, 100) # y軸を0から100の範囲で表示する
        )

蜂群図

#install.packages("beeswarm", dependencies = T) #一度やればOK
library(beeswarm)
beeswarm(dat[, 2:6])

箱ひげ図 + 蜂群図

boxplot(dat[, 2:6], xlab = "Test", ylab = "Score", ylim = c(0, 100))
beeswarm(dat[, 2:6],
         add = T #箱ひげ図の上に描画すると明示的に記す
         )

相関関係の確認

高い相関関係を示す独立変数はない

psych::corr.test(dat[, 2:6])

Call:psych::corr.test(x = dat[, 2:6])
Correlation matrix 
          Placement FirstT  MidT LastT  EndT
Placement      1.00   0.02 -0.36 -0.09 -0.30
FirstT         0.02   1.00  0.26  0.08  0.37
MidT          -0.36   0.26  1.00  0.43  0.85
LastT         -0.09   0.08  0.43  1.00  0.53
EndT          -0.30   0.37  0.85  0.53  1.00
Sample Size 
[1] 120
Probability values (Entries above the diagonal are adjusted for multiple tests.) 
          Placement FirstT MidT LastT EndT
Placement      0.00   0.99 0.00  0.99    0
FirstT         0.80   0.00 0.02  0.99    0
MidT           0.00   0.00 0.00  0.00    0
LastT          0.33   0.40 0.00  0.00    0
EndT           0.00   0.00 0.00  0.00    0

 To see confidence intervals of the correlations, print with the short=FALSE option

psych::pairs.panels(dat[, 2:6])

重回帰分析の実施（強制投入法）

lm()関数を使用する。
重回帰分析の結果をoutput_forcedという変数に格納する

output_forced <- lm(
    EndT ~                                # 従属変数
    Placement + FirstT + MidT + LastT,   # 独立変数
    data = dat                           # データセット
  )

summary()で結果を確認
- プレイスメントテストの係数が有意ではなく、年度末模試の予測に適さない可能性が示唆された。
- Adjusted R-squaredの結果を確認すると、4つの独立変数で従属変数の77.6%を説明

summary(output_forced)


Call:
lm(formula = EndT ~ Placement + FirstT + MidT + LastT, data = dat)

Residuals:
    Min      1Q  Median      3Q     Max 
-29.999  -6.532   0.373   7.884  39.006 

Coefficients:
            Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
(Intercept) -2.11492    4.42429  -0.478  0.63354    
Placement   -0.03101    0.04154  -0.747  0.45684    
FirstT       0.18318    0.04749   3.857  0.00019 ***
MidT         0.69883    0.05334  13.101  < 2e-16 ***
LastT        0.21533    0.04960   4.341 3.06e-05 ***
---
Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Residual standard error: 11.91 on 115 degrees of freedom
Multiple R-squared:  0.7839,    Adjusted R-squared:  0.7764 
F-statistic: 104.3 on 4 and 115 DF,  p-value: < 2.2e-16

外れ値の診断

分析結果からresid()関数で残差を算出し、その値をscale()関数で標準化

res <- resid(output_forced)

z.res <- scale(res)

boxplot(z.res)

最大値、最小値の2つが外れ値の可能性あり

describe(z.res)

   vars   n mean sd median trimmed  mad   min  max range  skew kurtosis   se
X1    1 120    0  1   0.03    0.01 0.95 -2.56 3.33   5.9 -0.03     0.45 0.09

olsrr関数を使うと、様々な図を一度に表示可能

#install.packages("olsrr")
library(olsrr)

Warning: package 'olsrr' was built under R version 4.3.3


Attaching package: 'olsrr'

The following object is masked from 'package:datasets':

    rivers

ols_plot_diagnostics(output_forced)

多重共線性の確認

多重共線性の問題はなさそう
- VIF: 5以上のものはない
- 許容度：0.1以下のものもない
- 条件指数（Condirion Index）：全て15以下

ols_coll_diag(output_forced)

Tolerance and Variance Inflation Factor
---------------------------------------
  Variables Tolerance      VIF
1 Placement 0.8502943 1.176063
2    FirstT 0.9170130 1.090497
3      MidT 0.6539385 1.529196
4     LastT 0.8049192 1.242361


Eigenvalue and Condition Index
------------------------------
  Eigenvalue Condition Index    intercept   Placement       FirstT        MidT
1 4.40535969        1.000000 2.988021e-03 0.007522632 6.874586e-03 0.005788082
2 0.30501018        3.800437 1.642042e-03 0.365472991 2.735316e-07 0.123931389
3 0.15650328        5.305532 6.369806e-05 0.046463119 5.262904e-01 0.003523541
4 0.08687444        7.121061 1.599507e-02 0.103299519 3.709363e-01 0.620787643
5 0.04625240        9.759409 9.793112e-01 0.477241738 9.589844e-02 0.245969345
        LastT
1 0.006945791
2 0.044863293
3 0.394117664
4 0.517410058
5 0.036663194

重回帰分析の実施（ステップワイズ法）

step()関数を用いる。この関数では、AIC（Akaike’s Information Criterion）の値が最も低い（= 最も良いモデル）が選択される。
- AICが最も小さくなる変数をモデルから削除していった結果が出力される
- -変数名：その変数を抜いたモデルの結果
- none：すべての変数を含めたモデル

output_step <- stats::step(output_forced)

Start:  AIC=599.41
EndT ~ Placement + FirstT + MidT + LastT

            Df Sum of Sq   RSS    AIC
- Placement  1      79.0 16384 597.99
<none>                   16305 599.41
- FirstT     1    2109.1 18414 612.00
- LastT      1    2672.0 18977 615.62
- MidT       1   24332.6 40637 706.99

Step:  AIC=597.99
EndT ~ FirstT + MidT + LastT

         Df Sum of Sq   RSS    AIC
<none>                16384 597.99
- FirstT  1    2038.4 18422 610.06
- LastT   1    2613.6 18997 613.75
- MidT    1   29590.9 45974 719.80

Placementを抜いたモデルの結果

summary(output_step)


Call:
lm(formula = EndT ~ FirstT + MidT + LastT, data = dat)

Residuals:
    Min      1Q  Median      3Q     Max 
-30.995  -6.820   0.491   7.669  38.131 

Coefficients:
            Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
(Intercept) -4.14790    3.48037  -1.192 0.235773    
FirstT       0.17853    0.04699   3.799 0.000233 ***
MidT         0.71384    0.04932  14.474  < 2e-16 ***
LastT        0.21220    0.04933   4.302 3.55e-05 ***
---
Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1

Residual standard error: 11.88 on 116 degrees of freedom
Multiple R-squared:  0.7828,    Adjusted R-squared:  0.7772 
F-statistic: 139.4 on 3 and 116 DF,  p-value: < 2.2e-16

結果の報告の仕方

プレイスメントテスト、前期試験、中間模試、および後期試験の得点から年度末試験の得点を予測するために、ステップワイズ法による重回帰分析を行った。その結果、中間模試、後期試験、および前期試験の得点が予測に有意で、この3つの変数のモデルは従属変数の分散の78% ( (R^2) = .783.調整 (R^2) = .777)を説明しており、かなり予測率が高いといえる。

次週までの課題

課題内容

小テストに向けて今回の内容を復習する。必ず手でコードを入力してRを実行する。
（pokemon_data.csv）をもとに、任意のデータに対して重回帰分析を行い、その解釈を本講義内で確認した書き方報告する。ハンズオンセッションで行った流れに従って分析をする。

注. 従属変数、独立変数ともに連続値の変数を選んでください

提出方法

TACT上で提出。
締め切りは今週の木曜日まで

参考文献

📚竹内・水本（編著）（2023）『外国語教育研究ハンドブック【増補版】―研究手法のより良い理解のために』松柏社
📚南風原（2002）『心理統計学の基礎―統合的理解のために』有斐閣アルマ
📚平井・岡・草薙（編著）（2022）『教育・心理系研究のためのＲによるデータ分析―論文作成への理論と実践集』東京図書
📚Gelman, Hill, & Vehtari (2020) Regression and Other Stories, Cambridge University Press
📄吉田・村井 (2021) 心理学的研究における重回帰分析の適用に関わる諸問題，心理学研究, 92(3), 178-187.
💻回帰の有意性の検定