【読書会資料】『StanとRでベイズ統計モデリング』Chapter12：時間や空間を扱うモデル
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Osaka.Stan#6『StanとRでベイズ統計モデリング』（通称アヒル本）読書会@関西学院大学 2017年11月18日(土) https://atnd.org/events/91527
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【読書会資料】『StanとRでベイズ統計モデリング』Chapter12：時間や空間を扱うモデル
- 2. 自己紹介 • 小森 政嗣（こもりまさし） • 大阪電気通信大学 情報通信工学部 情報工学科 • 様々な時系列データを扱ってきた – ラットやサルの電気生理 – 合コン・カウンセリング・授業場面の 体の動き – ツイッターの投稿の時間的変化 – 気分障害患者の日内活動量パタン
- 3. ツイッターでこんなつぶやきを見つけた ※元ツイートは削除されている こんなグラフがあって「XX時 には野生型と変異体で差が あります」を言いたいときに 使う検定がわからなくて時 間が溶けてる。各時刻で野 生型 vs 変異体のt-testを するのはよくなさそうなのは わかる。 グラフは下記サイトから引用 二つの時系列データの間に「差」があるか判断するには - StatModeling Memorandum http://statmodeling.hatenablog.com/entry/difference-between-time-courses 野生型 変異体
- 4. ツイッターでこんなつぶやきを見つけた ※元ツイートは削除されている 二つの時系列データの間に「差」があるか判断するには - StatModeling Memorandum http://statmodeling.hatenablog.com/entry/difference-between-time-courses より引用 野生型 変異体 • このつぶやきに関する「Togetterまと め」から抜粋 – 単に平均値を比較すればいい – 時刻ごとt検定で連続N時刻以上有意で OK みたいなやり方 • ↑多重検定補正が必要だろ • ↑時系列データに対して，多重検定補正 はおかしい – 拡張ディッキー–フラー検定の後， 変化点検出 – クラスター並べ替え検定 – 変化点検出を組み込んだ状態空間モデ ル（アヒル本の中の人） こんな単純なデータに対する分析であっても， 各々のバックグラウンドによって提案する方法が異なる
- 5. 時系列解析のモデルを考えるときに必要なこと • 様々な時系列分析手法がある • 手法の違いは，基本的には「自己相関」と どのように向き合うのかの違い – 自己相関と正面から向き合う方法 • 「トレンド」「季節性」などの様々な自己相関を考慮する • 状態空間モデルはここに含まれる – 自己相関を消す方法 • 周波数解析など 12章では時空間的な自己相関を考慮に 入れた「状態空間モデル」を扱っている
- 6. 12章のアウトライン 12.1 状態空間モデルことはじめ ローカルレベルモデル・ローカル線形トレンドモデル 12.2 季節調整項 ダミー変数を使った季節成分の調整 12.3 変化点検出 12.4 その他の拡張方法 トレンド項の工夫，時間間隔不等の対処，複数のパラメータ 12.5 時間構造と空間構造の等価性 12.6 1次元の空間構造 みんな大好き久保緑本11章のデータでマルコフ場モデル 12.7 2次元の空間構造 12.8 地図を使った空間構造
- 7. 状態空間モデルことはじめ（概要） • 状態空間モデルでは真の状態𝜇と観測値𝑌を区別する – 真の状態は直接は観測できない – 観測値は時々刻々得られる 真の状態𝜇 観測値𝑌 𝜇[1] 𝜇[2] 𝜇[𝑇] 𝑌[2]𝑌[1] 𝑌[𝑇] ⋯ ⋯ システムモデル（状態方程式） 「真の状態」の前後の関係式 観測モデル（観測方程式） 「真の値」は観測値に その都度反映される
- 8. 状態空間モデルことはじめ（概要） • 一番簡単なローカルレベルモデル（酔歩＋ノイズ）の例 – 12.1.3節■モデル式12−2■（1階差分のトレンド項モデル） 𝜇 𝑡 ~ Normal 𝜇 𝑡 − 1 , 𝜎𝜇 システムモデル（状態方程式) 𝑌 𝑡 ~ Normal 𝜇 𝑡 , 𝜎 𝑌 観測モデル（観測方程式） 真の状態𝜇 観測値𝑌 𝜇[1] 𝜇[2] 𝜇[𝑇] 𝑌[2] 𝑌[1] 𝑌[𝑇] ⋯ システムモデル 観測モデル ⋯ +𝜀 𝜇1 +𝜀 𝜇2 +𝜀 𝜇𝑇−1 +𝜀 𝑌1 +𝜀 𝑌2 +𝜀 𝑌𝑇 （状態撹乱項） （状態撹乱項） （観測撹乱項） （観測撹乱項）
- 9. 状態空間モデルことはじめ（書き方） ローカルレベルモデルを例に • 本書でのモデルの書き方 𝜇 𝑡 ~ Normal 𝜇 𝑡 − 1 , 𝜎𝜇 𝑌 𝑡 ~ Normal 𝜇 𝑡 , 𝜎 𝑌 • こんな風に書かれることも 𝜇 𝑡 = 𝜇 𝑡−1 + 𝜀 𝜇 𝜀 𝜇~NID(0, 𝜎𝜇) 𝑦𝑡 = 𝜇 𝑡 + 𝜀 𝑌 𝜀 𝑌~NID(0, 𝜎 𝑌) • 一般的には 𝛍t = 𝐓𝐭 𝛍𝐭−𝟏 + 𝐑 𝐭 𝛆 𝛍 𝐲𝐭 = 𝐙𝐭 𝛍𝐭 + 𝛆 𝐘 • Stanでの（スマートな）書き方 model { mu[2:T] ~ normal(mu[1:(T-1)], s_mu); Y ~ normal(mu, s_Y); } • Stanでの（わかりやすい）書き方 model { for( t in 2 : T){ mu[t] ~ normal(mu[t-1], s_mu); } Y ~ normal(mu, s_Y); } システムモデル（状態方程式) 観測モデル（観測方程式）
- 10. ローカルレベルモデル (「1階差分のトレンド項」を考慮したモデル） • ローカルレベルモデルは 「ランダムウォークプラスノイズモデル」 とも呼ばれる • 𝜇に正規ノイズ（状態撹乱項）𝜀 𝜇が累積加算されていく過程 𝜇 𝑡 = 𝜇 𝑡 − 1 + 𝜀 𝜇 𝑡 𝜀 𝜇 𝑡 ~Normal 0, 𝜎𝜇 12.1.1 – 12.1.5 pp. 231 - 233 初期値=0, σμ=1 に設定した for (t in 2:N) y[t] <- rnorm(1, y[t-1], sigma) • ランダムウォーク（酔歩）とは？ 描いてみた
- 11. ローカルレベルモデル (「 1階差分のトレンド項」を考慮したモデル） • ローカルレベルモデルはランダムウォークに観測撹乱項が加 わった観測値𝑌 から， 以下のパラメータを推定する • 𝜇[𝑡]，𝜎𝜇，𝜎 𝑌 12.1.1 – 12.1.5 pp. 231 - 233 真の状態𝜇 観測値𝑌 𝜇[1] 𝜇[2] 𝜇[𝑇] 𝑌[2] 𝑌[1] 𝑌[𝑇] ⋯ システムモデル 観測モデル ⋯ +𝜀 𝜇1 +𝜀 𝜇2 +𝜀 𝜇𝑇−1 +𝜀 𝑌1 +𝜀 𝑌2 +𝜀 𝑌𝑇 （状態撹乱項） （状態撹乱項） （観測撹乱項） （観測撹乱項） 𝜇 𝑡 ~ Normal 𝜇 𝑡 − 1 , 𝜎𝜇 𝑡 = 2, … , 𝑇 (12.1) 𝑌 𝑡 ~ Normal 𝜇 𝑡 , 𝜎 𝑌 𝑡 = 1, … , 𝑇 (12.2)
- 12. ローカルレベルモデル (「 1階差分のトレンド項」を考慮したモデル） Stanでやってみよう • イベントの21日分の来場者数データからパラメータを推定 12.1.1 – 12.1.5 pp. 231 - 233 図12.1(右) イベント来場者 data { int T; int T_pred; vector[T] Y; } parameters { vector[T] mu; real<lower=0> s_mu; real<lower=0> s_Y; } model { mu[2:T] ~ normal(mu[1:(T-1)], s_mu); Y ~ normal(mu, s_Y); } model12-2.stan（抜粋） システムモデル（状態方程式) 観測モデル（観測方程式）
- 13. ローカルレベルモデル (「 1階差分のトレンド項」を考慮したモデル） Stanでやってみよう • 結果 12.1.1 – 12.1.5 pp. 231 - 233 • 推定できた • 真の状態𝜇 𝑡 • 状態撹乱項のパラメータ𝜎𝜇 • 観測撹乱項のパラメータ𝜎 𝑌 図12.3(左； 一部改変) ベイズ信頼区間
- 14. ローカルレベルモデル (「 1階差分のトレンド項」を考慮したモデル） ついでに今後の予測もStanでやってみよう • generated quantitiesで将来の来場者の予測もできる 12.1.1 – 12.1.5 pp. 231 - 233 generated quantities { vector[T+T_pred] mu_all; vector[T_pred] y_pred; mu_all[1:T] = mu; for (t in 1:T_pred) { mu_all[T+t] = normal_rng(mu_all[T+t-1], s_mu); y_pred[t] = normal_rng(mu_all[T+t], s_Y); } } ※もちろんgenerated quantities を使わずにRで乱数を発生させて予 測することもできるし，また，将来の 値を「欠損値」とみなしてmodel{}内で 予測することも可能（「Stanで体重の 推移をみつめてみた(状態空間モデ ル) @kosugittiさん参照） 「ガキの使いとちゃうねんぞ」という レベルの予測． もっと減っていきそうなのに… 所詮はランダムウォークモデル． できるのはこの程度 ローカルレベルモデルでは 流石にモデルが単純すぎるのでは？
- 15. 2階差分モデル (「 2階差分のトレンド項」を考慮したモデル） • 一つ前の状態だけでなく，2つ前 の状態からの変化も考慮できな いか？ – 「傾き」を考慮すれば良い • 「傾き」とは？ – 2つ前から１つ前への変化量 – 酔歩するオッサンの例で言えば 「オッサンが歩く速度」を考慮す ることと同じ 12.1.7 pp. 233 - 235 将来はもっと 下がっていき そうな気がする さっきやったやつ(model12-2.stan) こんな感じになれば… これからやるやつ(model12-4.stan)
- 16. 2階差分モデル (「 2階差分のトレンド項」を考慮したモデル） 12.1.7 pp. 233 - 235 • １階差分のトレンド項モデル(model12-2.stan) 𝜇 𝑡 = 𝜇 𝑡 − 1 + 𝜀 𝜇 𝑡 − 1 • 2階差分のトレンド項モデル(model12-4.stan) 𝜇 𝑡 = 𝜇 𝑡 − 1 + 𝜇 𝑡 − 1 − 𝜇 𝑡 − 2 + 𝜀 𝜇 𝑡 − 2 = 2𝜇 𝑡 − 1 − 𝜇 𝑡 − 2 + 𝜀 𝜇 𝑡 − 2 (12.3) 一つ前 状態撹乱項 一つ前 状態撹乱項 傾き（単位時間あたりの変化量） ２階差分を考えるとなにがうれしいのか？ • 推定された𝜇の変化が滑らかになる（平滑化される） • トレンドを考慮した予測ができる
- 17. 2階差分モデル (「 2階差分のトレンド項」を考慮したモデル） Stanでやってみよう 12.1.7 pp. 233 - 235 • 確かになめらか • 予測値も自然 図12.3(右) ベイズ信頼区間 model12-4.stan（抜粋） ※小森注：この「 2階差分のトレンド項」モデルは実際にはあまり使われな いように思います．そのかわり「トレンド方程式」を状態方程式に加えた 「ローカル線形トレンドモデル」のほうが用いられるかな． 𝜇 𝑡 ~ Normal 𝜇 𝑡 − 1 + 𝑣[𝑡], 𝜎𝜇 状態方程式（レベル） 𝑣 𝑡 ~ Normal 𝑣 𝑡 − 1 , 𝜎𝑣 状態方程式（トレンド） 𝑌 𝑡 ~ Normal 𝜇 𝑡 , 𝜎 𝑌 観測方程式
- 18. 季節要素を考慮したモデル 12.2 pp. 235 - 238 • 周期性（単なる変動ではなく）が あるデータを分析する場合， 「季節調整項」を考慮する • 季節調整項とは？（ガリガリ君最初の1 年間の四半期の売上を考える） 図12.4（左；一部改変）某「季節もの」の四半 期ごとの販売数．特定のシーズンだけよく 売れることがわかる ベースライン𝜇=18.3 春 夏 秋 冬 -0.2 5.4 -1.9 -3.3 • ベースラインからの凸凹が「季節調整項」 • 季節調整項を全部足すと −0.2 + 5.4 + −0.9 + (−3.3) ≅ 0 • つまり，春夏秋の３つの季節調整項が与えられ れば，冬の季節調整項は自動的に求まる
- 19. 季節要素を考慮したモデル 12.2 pp. 235 - 238 • 周期𝐿の周期データであれば𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 は小さい値になる 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 + 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 − 1 + ⋯ + 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 − 𝐿 − 1 = 𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛[𝑡] • ガリガリ君の場合であれば(ただし春= 𝑡とすると） 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 春 + 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 夏 + 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 秋 + 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 冬 = 𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛[𝑡] • ここで𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛[𝑡]が正規分布𝒩(0, 𝜎𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 2 ) に従うとすると 𝑙=0 𝐿−1 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 − 𝑙 = 𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 ~Normal(0, 𝜎𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛) 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 = − 𝑙=1 𝐿−1 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 − 𝑙 + 𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 ~Normal(0, 𝜎𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛) ※春夏秋冬を全部足した値は平均0の正規分布に従う ※ある季節（春）の季節調整項は残りの季節（夏秋冬）の合計＋𝜀 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛になる この関係式をStanのモデルに入れてやればいいだけ
- 20. 季節要素を考慮したモデル Stanでやってみよう 12.2 pp. 235 - 238 model12-6.stan 𝑙=1 𝐿−1 𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡 − 𝑙 modelに「Y ~ normal(mu + season, s_Y);」 と書いてtransformed parametersを消しても 特に問題ないけど，y_meanを出力するためにこの ように書いているのかな？ 推定されたトレンド項𝜇 𝑡 季節調整項𝑠𝑒𝑎𝑠𝑜𝑛 𝑡
- 21. 変化点検出 (システムノイズに非ガウス分布がある場合） 12.3 pp. 238 - 240 model12-2.stan（一部改変） NormalをCauchyに変更 非常にノイジーなデータなので「裾が重い」 Cauchy分布をシステムノイズに使ってみたら ＿人人人人人人人＿ ＞ 収束しねえ ＜ ￣Y^Y^Y^Y^Y^Y￣ 裾の重い部分をのステップサイズがどうしても 小さくなってしまう．ヒントはStanマニュアル20 章“Optimizing Stan Code”の “Reparameterizing the Cauchy”にある Normal Cauchy 「裾が重い」とは
- 22. 変化点検出 (システムノイズに非ガウス分布がある場合） • 再パラメータ化のテクニック • Cauchy 𝑦 𝜇, 𝜎 の累積分布関数 の逆関数を使って， Cauchy分布 に従う乱数を発生させる 12.3 pp. 238 - 240 model12-7.stan 𝑥~Uniform 0,1 として𝜋(𝑥 − 0.5) 𝐹−1 𝑥 = 𝜇 + 𝜎tan(𝜋(𝑥 − 0.5)) これなら収束する 潜在状態の数がアプリオリに 決められるのであれば，隠れ マルコフモデルでやるのもあ りなのでは？
- 23. • グラフを見ると潜在状態が3つぐらいありそ うなので，隠れマルコフモデル(HMM）を Stanでやってみた • 「隠れ状態」は離散量なので11章（うなど ん氏）のテクニックを使ってみる • Viterbiアルゴリズムでどの状態であったか 推定してみる 変化点検出 (隠れマルコフモデルで変化点検出やってみた） ソースはこんな感じ 赤い線は潜在状態（離散値） Stan User’s Guide and Reference Manualの10.6.節Hidden Markov Models” の”Semisupervised Estimation”と”Predictive Inference”を参考にした
- 24. その他の拡張方法 • 独自のトレンド項を入れる • データの対数をとる • 時刻が不等間隔のとき – 等間隔の目盛りを取って，丸める． データが無いところは欠損値にする • 複数の要因を入れる • 複数の𝜇 𝑡 – 複数回の試行を行う場合や，複数人の被験 者を対象にする時など．観測撹乱項，状態 撹乱項を工夫すると良いかも 12.4 pp. 240 - 241 𝜇 𝑛, 𝑡 = 𝜇 𝑛, 𝑡 − 1 + 𝜀 𝜇[𝑛, 𝑡 − 1] 𝑌 𝑛, 𝑡 = 𝜇 𝑛, 𝑡 + 𝜀 𝑌[𝑛, 𝑡] 𝜀 𝜇 𝑛, 𝑡 ~𝑁𝑜𝑟𝑚𝑎𝑙 0, 𝜎𝜇 𝑛 𝜀 𝑌 𝑛, 𝑡 ~𝑁𝑜𝑟𝑚𝑎𝑙 0, 𝜎 𝑌 ■モデル式12−9■ 状態撹乱項は個人差あり 「3階差分を使うのも良いし…」と 本にあるが，時系列の場合は2階 差分，空間構造の場合は1階差 分でいいのでは？ スプラインとか カルマンフィルタと かで補完をしたデー タを使っちゃダメョ 観測撹乱項は被験者間で共通
- 25. 時間構造と空間構造の等価性 1階差分モデルを例に • DAG（非巡回有向グラフ）で表現される • システムモデル 𝜇 𝑡 = 𝜇 𝑡 − 1 +𝜀 𝜇 [𝑡] 𝜀 𝜇[𝑡]~𝑁𝑜𝑟𝑚𝑎𝑙 0, 𝜎𝜇 • 条件付き確率 𝑝 𝜇 𝑡 𝜇 𝑡−1 = 1 2𝜋𝑟2 exp(− 1 2𝜎𝜇 2 𝜇 𝑡 − 𝜇 𝑡−1 2 ) • 観測モデルは有向グラフだが，シ ステムモデルは無向グラフ • （1次元空間の場合は）結果は変 わらないが，無向グラフであること を明示的に示すため同時確率で 表す 12.5 pp. 242 - 244 今まで扱ってきた状態空間モデル 1次元の空間構造（マルコフ場）モデル 𝑝(𝜇1, 𝜇2, … 𝜇 𝑇) ∝ exp − 1 2𝜎𝜇 2 𝑡=2 𝑇 (𝜇 𝑡 − 𝜇 𝑡−1)2 対数事後確率を見れば状態空間モデルとマルコフ場モデルは等価． だけど（多分）2次元モデルになった時に説明が超めんどいのもあって このような記法にしている（それにそもそもStanでは右の書き方が本質的）
- 26. 1次元の空間構造 みんな大好き久保『緑本』11章 12.6 pp. 244 - 246 • まずは『緑本』11章を振り返ってみる • 1から50までの区画が並んでいて，場所ご とに植物がたくさん生えてたり生えてな かったりする • その植物の密度は滑らかに変化 • 植物が生えている本数はポアソン分布に 従うとする 「久保拓弥. データ解析のための統計モデリング 入門. 岩波書店, 2012.」より 𝜆 • 平均値に比べて分散が大きすぎる⇨過分散 • 大域的パラメータの切片𝛽と場所差𝑟𝑗を考える 𝑝 𝑦𝑗 𝜆𝑗 = 𝜆 𝑦 𝑗 exp −𝜆 𝑦 𝑗! log 𝜆𝑗 = 𝛽 + 𝑟𝑗 • 𝑟𝑗の事前分布をどう与えるか？ • 𝑟𝑗が互いに独立だとするとglmmと同じ • 𝑟𝑗が「隣接するものは互いに似ている」と考 えるのがCAR(conditional auto regressive; 条件付き自己回帰）モデル 久保緑本の図11.2を一部改変
- 27. 12.6 pp. 244 - 246 1次元の空間構造 久保『緑本』11章とアヒル本12.6節の関係 • 緑本で紹介されているIntrinsic Gaussian CAR model（条件付き自己 回帰モデル） 𝑝 𝑟𝑗 𝜇 𝑗, 𝑠 = 𝑛𝑗 2𝜋𝑠2 𝑒𝑥𝑝 − 𝑟𝑗 − 𝜇 𝑗 2 2𝑠2/𝑛𝑗 ただし𝜇 𝑗 = 𝑟 𝑗−1+𝑟 𝑗+1 2 • この式は2階差分になっている 𝑟𝑗 − 𝜇 𝑗 2 = 2𝑟 𝑗−𝑟 𝑗−1−𝑟 𝑗+1 2 2 = 𝑟 𝑗+1−𝑟 𝑗 − 𝑟 𝑗−𝑟 𝑗−1 2 2 • 注意：緑本のこのモデル式は「𝑟𝑗−1や 𝑟𝑗+1が固定されている場合の𝑟𝑗の確 率分布」を表す式（full conditionalと呼 ばれるらしい）であって条件付き分布 とは異なる • 一方アヒル本のモデル式12−11では 一階差分（式12.9） 𝑝 𝑟 1 , 𝑟 2 , … , 𝑟 𝐼 ∝ 1 𝜎𝑟 𝐴 exp − 1 2𝜎𝑟 2 𝑖,𝑗 𝑟[𝑖] − 𝑟[𝑖 − 1] 2 • 注意：事後（同時）確率で書かれてて， この式を展開して𝑟[𝑖] について平方 完成すれば2階差分になるよね • アヒル本の式から緑本の式は導ける けど，逆はわからん この2つのモデル（CARモデルと1階差分モデル）は同じもの このあたりの議論は下記に詳しく解説あり 伊庭幸人 時間・空間を含むベイズモデルのいろいろな 表現形式, 岩波データサイエンス vol.1, 96-106.
- 28. 1次元の空間構造 • 観測モデルについて – こちらは有向グラフで表現でき るので通常の書き方 • 結果 12.6 pp. 244 - 246 model12-11.stan（1階差分モデル） model12-12.stan（2階差分モデル；抜粋） r[2,I] ~ normal(r[1:(T-1)],s_r); と同じ結果になる 1階差分モデル 2階差分モデル 緑本と同じ結果 対数リンク関数とセットになった poisson_log()がいろいろ便利らしい
- 29. 2次元の空間構造 2次元格子状の空間データの扱い方 • データ – 2次元格子状（16×24）のプレー ト上で計測を行った – 96種類の処理を各々4回ずつ処 理して繰り返し数4のデータを得 た • 目的 – プレートの位置の影響を除去 – プレートの位置の影響を知る 12.7 pp. 246 - 251 バイオアッセイで用いられる「384プレート」 24列 16行 図12.8 プレートの穴の配置 (𝑖, 𝑗) と観測値𝑌 (𝑖, 𝑗)
- 30. • 縦横ともに2階差分モデルで考える • 𝑌 𝑖, 𝑗 = 𝑟 𝑖, 𝑗 + 𝛽[𝑇𝐼𝐷 𝑖, 𝑗 ] • 𝑝 𝑟 1,1 , 𝑟 1,2 , … , 𝑟 16,24 ∝ 1 𝜎𝑟 𝐴 exp − 1 2𝜎𝑟 2 𝑖,𝑗 𝑟[𝑖, 𝑗] − 2𝑟[𝑖, 𝑗 − 1] + 𝑟[𝑖, 𝑗 − 2] 2 2次元の空間構造 2次元格子状の空間データの扱い方 12.7 pp. 246 - 251 model12-13.stan
- 31. 2次元の空間構造 2次元格子状の空間データの扱い方 12.7 pp. 246 - 251 • 初期値を与えるテクニック – 局所解に陥らないようだいたいの あたりをつけた初期値を使う まずLOESS（局所回帰） をやってる LOESSの結果を初期値として投入 run-model12-13.R（抜粋） 図12.9（左）𝑟[𝑖, 𝑗]の中央値 図12.9（右）単純な平均値と 推定結果の関係(95%信頼区間)
- 32. 地図を使った空間構造 格子状じゃないときの空間データ 12.8 pp. 251 - 254 • 各県の平均気温データを，隣接関 係をもとに平滑化 • 1階差分モデルで考える 地理的隣接関係を非巡回有向グラフ （DAG)で表現したもの（ 𝐹𝑟𝑜𝑚 < 𝑇𝑜） ． データファイル12.4（data-map-neighbor.txt） を{igraph}パッケージで描画してみた model12-13.stan 一階差分モデル 観測モデルのs_Yにかなり厳し目の事 前分布を用いている（平滑化しすぎな いようにするため）.ゆるくすると全国ほ ぼ同じ気温だと推定される
- 33. 地図を使った空間構造 格子状じゃないときの空間データ 12.8 pp. 251 - 254 図12.10(左)観測値，(右)推定された𝑟[𝑛] の中央値 平均気温 マルコフ場モデルに より平滑化した気温 図12.11 実測値と予測値 図12.11 𝑌 𝑛 − 𝑟 𝑛 のMAP推定値 のヒストグラムと密度関数 ※ 本書のソースにある事前分布 s_Y ~ normal(0, 0.1); だと本の図の通りの結果にはならない 𝜎 = 0.08ぐらいにすればいいかも？