1. 潜在クラス分析
理論とMplusによる実装
統計数理研究所 リスク解析戦略研究センター
特任助教 竹林由武
15/11/29
北村メンタルヘルス学術振興財団 第1回精神科診断学セミナー
匠ソホラ6階セミナールーム:
9:30-‐16:30
u1 u2
C
u3 u4
e1 e2 e3 e4 A B C D
item
conditionalprobability(response2)
Class
class 1:
class 2:
class 3:
class 4:
12. 適用例
12
事例 ①
患者:トラウマ経験を有する退役軍人492名
デザイン:横断研究
測定指標:DSM-IVのPTSDと乖離の現有症状
結果:3クラス抽出
PTSD軽症群, PTSD重症群,
PTSDと乖離併発群
併発群がPTSD症状より重篤
Wolf,
E.
J.,
Miller,
M.
W.,
Reardon,
A.
F.,
Ryabchenko,
K.
A.,
CasNllo,
D.,
&
Freund,
R.
(2012).
A
latent
class
analysis
of
dissociaNon
and
posTraumaNc
stress
disorder:
Evidence
for
a
dissociaNve
subtype.
Archives
of
General
Psychiatry,
69(7),
698-‐705.
13. 適用例
13
事例 ②
患者:臨床試験に参加するうつ病患者2239名
デザイン:横断研究
測定指標:QUIDS (うつの症状評価)
結果:4クラス抽出
軽症群, 中等症群,
重症で過食群
重症で不眠群
Ulbricht,
C.
M.,
Rothschild,
A.
J.,
&
Lapane,
K.
L.
(2015).
The
associaNon
between
latent
depression
subtypes
and
remission
a]er
treatment
with
citalopram:
A
latent
class
analysis
with
distal
outcome.
Journal
of
affecNve
disorders,
188,
270-‐277.
GAD, SADが重度群に関連
クラスと他の指標との関連
24. 潜在クラスモデルの推定
24
個人を応答 (回答)パターンに基づいて分類
症状
A
症状
B
症状
C
Class
1
e1
e2
e3
症状
D
e3
0.80
0.80
0.80
0.80
症状
A
症状
B
症状
C
Class
2
e1
e2
e3
症状
D
e3
0.75
0.75
0.25
0.25
パス係数:条件付き応答確率
例) クラス1の所属するという条件の下で、症状Aに「あり」と回答する確率が80%
41. クラス数の選定
41
クラス数を1から順位増加させ、最適なモデルを
尤度比検定、情報量基準から判断する
尤度比検定
Vuong-Lo-Mendell-Rubin LIikelihood Ratio Test (VLMR)
Adjusted Lo-Mendell-Rubin Ratio Test (ALMR)
Bootstrapped Likelihood Ratio Test (BLRT)
情報量基準
AIC, BICなど
Nylund,
K.
L.,
Asparouhov,
T.,
&
Muthén,
B.
O.
(2007).
Deciding
on
the
number
of
classes
in
latent
class
analysis
and
growth
mixture
modeling:
A
Monte
Carlo
simulaNon
study.
Structural
equaNon
modeling,
14(4),
535-‐569.
あるクラス数 (K)のモデルとK-1のクラスのモデルで、尤度比検定
有意差が認められなくなったらK-1クラスのモデルを採択
推奨:BLRT, BIC
42. 記載例
• 方法の節
In order to determine the optimal number of classes, different number of
latent classes was modeled starting from 1 (e.g., only one class of cannabis
users), then 2, and so on until we reach an optimal solution. Different criteria
were used to select the most appropriate model (59). These criteria included
the following information criteria: deviance, the Akaike information criterion
(AIC) (60), the Bayesian information criterion (BIC), and the sample-size
adjusted Bayesian information criterion (SSBIC) (61), to compare the relative
fit of solutions. Better fitting solutions are reflected in lower values on the
indices. We also considered likelihood ratio tests, including the Vuong‒Lo‒
Mendell‒Rubin and Lo‒Mendell‒Rubin adjusted likelihood ratio tests ‒ ALRTs
(62). ALRT tests are adequate for non-nested mixture models and test the
significance of the difference in fit between two models with a one class
difference. We also considered the recommended Bootstrapped Likelihood
Ratio Test [BLRT; (63)]. The criterion for significance was α < 0.05. We also
relied on entropy, which is indicative of the degree of homogeneity within
and independence between classes (60).
42
45. 解釈: 記載例
45
-‐ 潜在クラスの構成、条件付き応答確率
(表)
Tsai,
J.,
Harpaz-‐Rotem,
I.,
Pilver,
C.
E.,
Wolf,
E.
J.,
Hoff,
R.
A.,
Levy,
K.
N.,
...
&
Pietrzak,
R.
H.
(2014).
Latent
class
analysis
of
personality
disorders
in
adults
with
posTraumaNc
stress
disorder:
results
from
the
NaNonal
Epidemiologic
Survey
on
Alcohol
and
Related
CondiNons.
The
Journal
of
clinical
psychiatry,
75(3),
276-‐284.
46. 解釈:記載例
• 記載例 (図)
46
Tsai,
J.,
Harpaz-‐Rotem,
I.,
Pilver,
C.
E.,
Wolf,
E.
J.,
Hoff,
R.
A.,
Levy,
K.
N.,
...
&
Pietrzak,
R.
H.
(2014).
Latent
class
analysis
of
personality
disorders
in
adults
with
posTraumaNc
stress
disorder:
results
from
the
NaNonal
Epidemiologic
Survey
on
Alcohol
and
Related
CondiNons.
The
Journal
of
clinical
psychiatry,
75(3),
276-‐284.
横軸に項目
縦軸に条件付き応答確率
クラスごと線プロット
PTSDの人格障害並存パターン
47. 解釈
47
• 記載例 (図)
横軸にクラス
縦軸に条件付き応答確率
項目ごとバープロット
薬物依存と感情(うつ不安)障害の
並存パターン
Salom,
C.
L.,
BeTs,
K.
S.,
Williams,
G.
M.,
Najman,
J.
M.,
&
AlaN,
R.
(2015).
Predictors
of
comorbid
polysubstance
use
and
mental
health
disorders
in
young
adults—a
latent
class
analysis.
AddicNon.
48. 共変量を含む潜在クラス分析
48
症状
A
症状
B
症状
C
潜在
クラス
e1
e2
e3
共変量
クラス数が2値:
ロジスティック回帰
クラス数が3値以上:
多項目ロジスティック回帰
回帰モデル的に共変量を投入
共変量の得点が上がると、特定のクラスの所属確率が上がる、というように、
回帰モデルと同様の解釈が可能であるため、解釈が容易
49. 記載例
• 方法の節
49
Next,
covariates
including
gender,
exposure
type,
and
funcNoning,
were
regressed
on
class
membership
in
a
mulNnomial
logisNc
regression
simultaneously
to
assess
if
subjects
within
class
differ
significantly
on
these
characterisNcs
(condiNonal
model).
Galatzer-‐Levy,
I.
R.,
Nickerson,
A.,
Litz,
B.
T.,
&
Marmar,
C.
R.
(2013).
PaTerns
of
lifeNme
PTSD
comorbidity:
A
latent
class
analysis.
Depression
and
anxiety,
30(5),
489-‐496.
共変量からクラスを予測する多項ロジスティック回帰を、
潜在クラス分析モデルに含み同時に検討
50. 記載例
50
Compared to the low comorbidity class, the
substance dependent class and the depressed–
anxious class were significantly more likely to
have been physically abused by a partner
(substance dependent: Est = 2.24, SE = 0.54,P
≤ .001; depressed–anxious: Est = 1.49, SE =
0.50,P ≤ .01). Interestingly, the substance
dependent class was significantly more likely to
report physical abuse by a parent compared to
the depressed–anxious class (Est =1.95, SE =
0.89, P ≤ .05). Both the substance depen-dent
and the depressed–anxious classes reported
greaterPTSD severity than the low comorbidity
class. Thesetwo classes were also more likely to
report having beenbeaten by a parent compared
to the low comorbidity class(substance
dependent: Est = 0.89, SE = 0.37, P ≤ .
05;depressed–anxious: Est = 0.65, SE = 0.29, P
≤ .05), butnot greater frequency or interference
with daily life (seeTable 3).
Galatzer-‐Levy,
I.
R.,
Nickerson,
A.,
Litz,
B.
T.,
&
Marmar,
C.
R.
(2013).
PaTerns
of
lifeNme
PTSD
comorbidity:
A
latent
class
analysis.
Depression
and
anxiety,
30(5),
489-‐496.
結果の節
55. • 記載例 (2値の場合)
55
A
structured
diagnosNc
interview
was
conducted
using
the
World
Mental
Health
Survey
IniNaNve
version
of
the
World
Health
OrganizaNon
Composite
InternaNonal
DiagnosNc
Interview
(WMH-‐CIDI),
from
which
DSM-‐IV
Axis
I
Diagnoses[18
]
and
age
of
onset
were
derived
.
・・・中略・・・ All
diagnoses
were
dummy
coded
(0
=
absent;
1
=
present)
for
study
of
paTerns
of
comorbidity
among
respondents
using
LCA.
Galatzer-‐Levy,
I.
R.,
Nickerson,
A.,
Litz,
B.
T.,
&
Marmar,
C.
R.
(2013).
PaTerns
of
lifeNme
PTSD
comorbidity:
A
latent
class
analysis.
Depression
and
anxiety,
30(5),
489-‐496.
どのようにコーディングを行った明記する
57. 記載事項
57
標本抽出法
理想:標的母集団を代表する無作為抽出標本
現実:複雑な調査デザイン
- クラスターの存在、サンプリングの偏り
→ デザインを無視して解析→バイアス大
複雑な調査デザインの場合に補正をかける
- サンプリングによる重み付け推定
- Jackknife法の標準誤差による推定
MplusではTYPE=COMPLEXオプションで指定
PaTerson,
B.
H.,
Dayton,
C.
M.,
&
Graubard,
B.
I.
(2002).
Latent
class
analysis
of
complex
sample
survey
data:
applicaNon
to
dietary
data.
Journal
of
the
American
StaNsNcal
AssociaNon,
97(459),
721-‐741.
58. 標本抽出
• 記載例
58
Sampling
weights
and
other
variables
that
account
for
the
complex
survey
design
of
NaHonal
Psychiatric
Morbidity
Survey
2000
were
used
in
all
analyses
to
enhance
the
reliability
and
validity
of
the
parameter
esNmates,
standard
error
and
model
fit
calculaNons.
代表的な調査データでは、
sampling
weightが既出なので、それを使用
Bebbington,
P.
E.,
McBride,
O.,
Steel,
C.,
Kuipers,
E.,
Radovanovič,
M.,
Brugha,
T.,
...
&
Freeman,
D.
(2013).
The
structure
of
paranoia
in
the
general
populaNon.
The
BriNsh
Journal
of
Psychiatry,
202(6),
419-‐427.
59. 記載事項
59
例数
500以上は必要 (Finch & Bronk, 2014)
500も取れない場合の工夫 (Wurpts
&
Geiser,
2014)
- クラスとの関連が強い共変量を投入
- 良質なindicatorを使用 (負荷が高い)
- indicator数を増やす (6以上)
※ 標本サイズが100以下だと工夫しても
安定しない
Finch
W.
H.,
Bronk
K.
C.
(2011).
ConducNng
confirmatory
latent
class
analysis
using
Mplus.
Struct.
Equ.
Modeling
18,
132–151
10.1080/10705511.2011.532732
Wurpts,
I.
C.,
&
Geiser,
C.
(2014).
Is
adding
more
indicators
to
a
latent
class
analysis
beneficial
or
detrimental?
Results
of
a
Monte-‐Carlo
study.
FronNers
in
psychology,
5.
60. 標本サイズ
60
Wurpts,
I.
C.,
&
Geiser,
C.
(2014).
Is
adding
more
indicators
to
a
latent
class
analysis
beneficial
or
detrimental?
Results
of
a
Monte-‐Carlo
study.
FronNers
in
psychology,
5.
indicator数6以上、indicatorの質高、関連の強い共変量を含む場合、バイアス小