少し精密に計算した因子効果
微加減;ノイズ調整と差表で現実的な問題を回避して、抑制性が知れた.
因子の効果をより、詳しく調べる.他の阻止性を疑う因子を調べる.
* 因子の特徴 (この記事の計算結果を含む)
t :生起性
s :抑制 2面性
p :阻止
茶 :ー
m :弱抑制
これは、かつて調べた線形独立仮定のlmの推定結果からは想像もできない.pではなく、sが2面性を鮮明にしたこと、mに弱抑制性があることはいままでの予想とも違い、意外ではあった.
■ 茶:
抑制性確認後 茶の抑制性を調べる
sの抑制性が数値化(平均値として)できたところで、茶について抑制性を調べる.
茶の発生数をノイズ調整し、sの効果を係数として乗じ、茶有無による発生率をみると、差はない.
茶あり なし
g補正発生率
大N中心で作図
2因子曝露mxによる率
sがtに対して抑制するのが主体とみてよいから、tに限定した2×2で表せば、
sの抑制性が明瞭になるようにみえる
よって、抑制性の主役はsであって、sについてのpの阻止性が興味の中心となる.
■ s:p阻止を補正して
ノイズを均す操作に加えてs阻止に対するpの抑制を補正する.sの効果が0.1阻止されているとして、阻止分を消し、差表のpを詳しく見ると、spを含むペアの率差は一部低下する.差表のsは、複数のペアで値を下げる.
・ 調整した抑制度
ノイズ調整後、pの阻止について調整したあとのsを観察する.
ノイズ調整後 p調整後
sの率差
sの率差は、2峰に分かれてみえる.
gごとにt有無による抑制度を調べると、t1で -0.145、t0で -0.015と、異なっており、上の率差による2峰に対応している.つまり、sはt有無により抑制性が異なり、t1では(-)に、t0ではほぼ0にふるまう、多面性を示した.
t0が0に近いのは、ノイズを均しながら残し、0を避ける処理をしたためとも思えるが、”関係式”に関する記事のような理由で主たる生起因子に作用することを支持している.
・sの2面性からpの阻止性補正に当たってstpに比重をつけて補正すべきかもしれない.これに沿って補正してみると、sの2峰性は変化ない.
■ m
阻止の補正まで行うと、mの率差は幅広く、(ー)を示すものも目立っている.茶の抑制はほぼ否定できたのだが、mはどうふるまうか.
m*s 率
s1との対比では、s0でm1が小なので抑制性が疑え、s1でm1がより大であるから、sを阻止していることも考えうる.
t1に限ってみると、
t1限定 m*s 率
s0では、率を下げ、幾分抑制性はありそうにみえ、s1でみると、抑制を邪魔してはなさそうだ.mの抑制度は、平均 -0.11 ほど.
率差をみるとmでは、いずれも小Nを含むペアであった.
■ まとめ
・ペア率差における値の幅をもたらす要素は、小N、因子の多面性があげられる.
・抑制阻止の補正後、sの効果の多面性、mの幾分の抑制性が示せる.
・新たにmの抑制性が示せる.