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リサーチツール · 名義の関連

Goodman–Kruskal のラムダ計算ツール

もう一方の変数を知ると、カテゴリーの予測誤りはどれだけ減るでしょうか。ラムダはまさにそれを測ります。

ラムダをオンラインで計算

観測度数を入力するか、表計算ソフトから貼り付けてください。結果はすぐに更新され、計算はすべてブラウザー内で行われます。

テーブルサイズヒント: カウントのブロックをスプレッドシートから直接貼り付けます。
スプレッドシートをお持ちですか?ワークスペースを開く →この計算機は簡単な表として保管してください。ファイル、フィルター、エクスポート、保存されたプロジェクトにワークスペースを使用します。
合計
50
50
50
合計465450150

ラムダ (対称)

0.357

λ(row|col) = 0.370 · λ(col|row) = 0.344

χ²(4, N = 150) = 50.32, p < .001, V = .41

すべての統計
ピアソンのカイ二乗χ² = 50.322, df = 4, p < .001
G 検定 (尤度比)G = 50.805, df = 4, p < .001
クラメールの V0.410 (大)
分割係数(C)0.501
ラムダ (対称 / 行|列 / 列|行)0.357 / 0.370 / 0.344
Goodman–Kruskal gamma (γ)0.685
Kendall's tau-b / tau-c0.494 / 0.493
Somers' d0.494 / 0.494 / 0.493
Theil's U0.154 / 0.154 / 0.154
01

ラムダの計算方法

E₁ は全体で最も多いカテゴリーを常に当てた場合の誤り数、E₂ は予測変数の各カテゴリー内で最も多いカテゴリーを当てた場合の誤り数です。ラムダは避けられた誤りの割合です。

  • λ = (E₁ − E₂) ÷ E₁
  • λ(行|列):列から行を予測。λ(列|行):その逆。
  • 対称ラムダは両方向をまとめた値です。
02

計算例

初期表 [[30, 15, 5], [12, 25, 13], [4, 14, 32]](n = 150)では λ(行|列) = 0.370、λ(列|行) = 0.344、対称ラムダ = 0.357 です。列を知ると、行を当てるときの誤りが約 3 分の 1 減ります。

03

使う場面と使わない場面

ラムダは直感的ですが、よく知られた弱点があります。

  • 予測の向きに意味がある名義変数。
  • 「誤りがこれだけ減る」とわかりやすく伝えたいとき。
  • どのグループでも同じ最頻カテゴリーが優勢だと、関連があってもラムダは 0 になります。その場合は Cramér の V や Theil の U を確認してください。
  • 順序を生かしたい順序データには使わない。

参考文献

参考文献・関連資料

  • Goodman, L. A., & Kruskal, W. H. (1954). Measures of association for cross classifications. Journal of the American Statistical Association, 49(268), 732–764.

  • Agresti, A. (2013). Categorical Data Analysis (3rd ed.). Hoboken, NJ: Wiley.

よくある質問

よくある質問

カイ二乗が有意なのにラムダが 0 なのはなぜですか?

ラムダは最頻カテゴリーだけを見ます。どのグループでも最も多いカテゴリーが同じなら、分布が違っても予測は変わりません。

どちらの向きを報告しますか?

問いに合わせます。列変数で行変数を説明したいなら λ(行|列) です。

ラムダ 0.3 はどういう意味ですか?

予測変数を知ることで予測誤りが 30% 減るという意味です。

ラムダの代わりになる指標は?

Theil の不確実性係数 U は最頻カテゴリーだけでなく分布全体を使うため、より敏感です。

データはアップロードされますか?

いいえ。入力した値はこのブラウザーのタブ内だけで計算され、サーバーには送信されません。

調査データ全体をブラウザーで分析しましょう

クロス集計、ウェイト付け、有意差検定、編集可能なレポート出力まで、すべて無料でアカウント登録も不要です。ファイルはお使いのブラウザー内で処理され、アップロードされません。

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