U U U car Vcar car bus Vbus bus rail Vrail bus 多項ロジットモデル ε~iidガンベル 2 独立で (Independently) 同一 (Identically) の分散を持つ 0 分布 (Distributed) 0 Cov(U)

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あゆみきちや
4 years ago
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ral ral 多項ロジットモデル ε~iidガンベル独立で (Iply) 同一 (Ially) の分散を持つ分布 (Dsrbu) Cov() 6 愛媛大学倉内慎也 kurauh@.hm u.a.jp.5.5..35.3.5..5..5 f(ε) ε -3 -.

正規分布とガンベル分布の確率密度関数 f xp xp xp F ε xp xp με η 多項ロジットモデル los-formであるため計算が容易便益計算が簡便 jc xp xp j ロジットモデルと IIA 特性無関係な選択肢からの選択確率の独立 (Ip

1 ral ral 多項ロジットモデル ε~iidガンベル独立で (Iply) 同一 (Ially) の分散を持つ分布 (Dsrbu) Cov() 6 愛媛大学倉内慎也 kurauh@.hm u.a.jp f(ε) ε 図. 正規分布とガンベル分布の確率密度関数 f xp xp xp F ε xp xp με η 多項ロジットモデル los-formであるため計算が容易便益計算が簡便 jc xp xp j ロジットモデルと IIA 特性無関係な選択肢からの選択確率の独立 (Ip from Irrlva Alravs) C A xp xp C ral C ral walk bk C xp xp xp ral xp xp xp xp xp xp xp ral ral A walk ral A A 選択確率の比は無関係な選択肢 (walkbk) に影響を受けない bk 3 Bfor IIA 特性の問題点 () 赤バス () 車 () / / Afr BB BB 赤バス () 青バス (BB) 車 () / / / ロジットモデル /3 /3 /3

2 IIA 特性の問題点 () Bfor Afr バス () 車 () 鉄道 (ral) バス () 車 () % 6% % 3% 8% % % IIA 特性の問題を避けるには誤差項間に相関が生じないようにする調査等で影響要因を観測確定項の関数型等の工夫誤差項には確定項で説明で ral きない要因が含まれる ral 交差弾性値が等しい誤差相関を明示的に考慮したモデルの適用効用関数の特定化の工夫 () 個人間の異質性を考慮個人属性をたくさん入れる / セグメンテーションを行う mal 女性の定数項 :α 男性の定数項 :α + α 女性のハラメータ :β 男性のハラメータ :β mal * mal * * * Group Group Group Group のハラメータヘクトル : Groupのハラメータヘクトル : Group Group 7 効用関数の特定化の工夫 () Bfor Afr バス () 車 () 鉄道 (ral) バス () 車 () % 6% % 3% 8% % % 人数バス車人数鉄道バス車男性 5 人 % 8% 男性 5 人 % 8% 7% 女性 5 人 6% % 女性 5 人 3% % 8% 合計人 % 6% 合計人 % 3% 5% 5% 7% マーケットシェアの変化率は異なる 8

3 多項プロビットモデル ral ral ε~ 多変量正規分布多項プロビットモデル中心極限定理より誤差項の仮定は尤もらしい op-form であるため計算負荷が大きい (J- 重積分 ) xp J J J J ral ral ral ral ral ネスティッドロジット (NL) モデル () BB BB BB os os os 多項ロジットモデルの仮定 :ε~iid ガンベル分布 ε と ε BB は共通の非観測属性を含んでいる料金快適性利便性など BB BB 共通要因相関 Cov() 6 ネスティッドロジット (NL) モデル () NL モデルの誤差構造公共交通自動車鉄道バス Cov() ras ras 鉄道バス自動車等分散無相関 ral ral ral ral ral 一般的な誤差構造 (MN モデル ) 鉄道バス自動車ミックストロジット (MMNL) モデル () ral ral ral ral ral ral ral ral ral IID ガンベル分布プロビットタイプのフレキシブルな誤差項ロジットモデルの操作性プロビットモデルの柔軟な誤差構造 η ν

4 ミックストロジット (MMNL) モデル () ral ral ral f ral ral ral ロジットモデルの操作性 IID ガンベル分布 η は ukow ミックストロジット (MMNL) モデル (3) ˆ f D D op form どうやって推定? シミュレーション法 ral ral Sp: 分布 f(η) に従う乱数 η を発生 Sp: それを用いて選択確率を計算 Sp3: これを D 回繰り返し選択確率の平均値を計算 Sp: それを尤度として最尤推定法により未知パラメータを推定ミックストロジット (MMNL) モデル () Ns ral ras ras ral ras ras ras ras ras ~ N ras ras ral 自動車バス鉄道 ras ras ras NL モデルとは違う!! ras ミックストロジット (MMNL) モデル (5) Cross-Ns roa roa ral roa ras roa ras ral ras ras ras ras ras ras ras roa ~ N roa roa roa roa roa roa ral roa ras ras 自動車バス鉄道 roa CNL モデルとは違う!! ras ras

5 ミックストロジット (MMNL) モデル (6) 異分散 ral ral ral ral ral ral ral ~ N Ifao の問題で一つの σ はに固定する必要あり ral Group Group 嗜好の異質性 : ランダム係数モデル () mal 女性の定数項 :α 男性の定数項 :α + α * mal * 観測異質性 Group * mal 女性のハラメータ :β 男性のハラメータ :β Group β は母集団で同一嗜好は母集団で同質と仮定嗜好には異質性 ( 個人差 ) が存在 * のハラメータヘクトル : Group のハラメータヘクトル : 非観測異質性アプリオリマーケットセグメンテーション Group Group Group ral 嗜好の異質性 : ランダム係数モデル () ral ~ N ~ N ral : ukow ral paramr IID ガンベル分布を仮定すれば ML モデル β でも結局のところ... MMNL モデルも op-form のモデルプロビットモデルや GE モデルでよいのでは? 誤差相関を部分的かつ発見探索的に考える場合は有効対 MN: 計算負荷が少ない ( 特に選択肢数が多い場合 ) 対 GE: 推定プログラムの変更が容易ランダム係数モデルとしての意義個人パラメータの算定再現性の向上

6 モデル推定の意義行動モデルの推定 ~ シミュレーションによる推定と fao の問題 ~ BEhavor Suy for rasporao Graua shool v. of Yamaash 山梨大学佐々木邦明愛媛大学倉内慎也行動モデルにはパラメータが含まれることが多い m os xp xp jc どのような要因がどのような影響を及ぼすのか不明現実のデータにもっとも良く適合するようにパラメータ値を決めるこれを通じてどのような要因がどのような影響を及ぼすのか等についての仮説検定 j モデル推定の手順. モデルの選定ネスティッドロジットモデル. 効用関数の特定化 ( 誤差分布のパラメータ ) 説明変数の選定所要時間費用性別年齢... 効用関数の関数型 m l 3. パラメータ推定. 結果の考察 os m os 点推定量を求める最もポピュラーな方法右上の式を θ の関数とみなしたものが尤度関数尤度関数を最大化する θ の値を最尤推定量とするのが最尤推定法最尤推定法 L x 選択モデルの場合 f が選択確率個人の選択確率を全員で掛け合わせる MaxLklhoo max f x データ (ab) が得られたとき全体の平均がいくつとするのがよいか平均がいくつだったら (ab) が得られやすいか? x

7 最大化アルゴリズムの考え方代表的な繰り返し計算法対数尤度関数の段階的な最大化. 初期値を与える. 初期値周りで勾配 ( 次微分 ) 等を用いて次の推定値の方向を決める 3. 初期値付近のステップサイズを次微分次微分を用いて適切に決めて次の推定値を決める. 収束基準 ( 尤度関数の一時微分ベクトル ) を判定し収束していない場合は現在の値を初期値としてに進む S L x ˆML 尤度関数を最大化 : 尤度関数の一階微分 = を解く Nwo Raphso 法テイラー展開の次近似を利用して進める解の収束が早い ( ステップ数が少ない ) 準 Nwo 法 (BFGS 法 ) ヘッセ行列を逐次近似する. g() H g H: 尤度関数の二階微分ヘッセ行列 g: 尤度関数の一階微分 5 6 シミュレーションによる推定 Ns ral ras ras ミックストロジットモデル ras ras ras ral ras ral f ras ras 自動車バス鉄道 ras ras ras ras ras ral ras ras ras 8

8 シミュレーションによる尤度計算 f ras ras ras ras ras ral ras Sp: 分布 f(η) に従う ( 準 ) 乱数 η を発生 Sp: それを用いて選択確率を計算 Sp3: これを D 回繰り返し選択確率の平均値を計算 Sp: それを尤度として最尤推定法により未知パラメータを推定 ˆ D D ral ral モデルの特定化と IDENIFICAION の問題 9 パラメータ推定がうまくいかない収束するとは θ + と θ が同じになる g がになる収束しない無限に繰り返す θ が計算不能局所最適解見かけ上の最大化 H が存在しない ( 計算できない ) 変数が完全相関変数が効用関数に影響していない関数の近似状況次関数近似初期値の問題そもそも推定不可能推定プログラムに誤り g() 変数が完全相関 mal fmal fmal mal mal mal mal 推定可能なパラメータは3つ未知パラメータはつ極めて相関が高い場合には推定できない場合も

9 そもそも推定不能最大値において唯一解が求まらない可能性がある ( 最大値となるパラメータベクトルが無数にある ) 例定数項 ral β β 3 ral β β 3 β β ral つはに固定する R r R C r R R r C R これを満たす組み合わせは無限に存在 R R C C C R 同様に個人属性もつはに固定 C C 3 そもそも推定不能人も選択していない例 ) 誰も鉄道を選択していない ral β β β 3 ral 3 β β β とすれば完璧なモデル ( とは?) 同様にある代替案を選択した人が極めて少ない場合も危険 ral 乱数による最大値計算ベイズ推定 D 事後分布 D D 事前確率尤度ある変数に対して乱数を発生させその時の関数の値を調べる単純な乱数だと効率が悪い尤度関数の値の大きさで次のパラメータにあたりをつける尤度分布に基づく乱数を発生できればその頻度がパラメータの分布になる θ

MCMC 法による推定平均値も計算可能 Gbbs Samplg 一つを除いて残りのパラメータを固定して条件付き分布を考えるあるパラメータの事後分布を求めその分布から次のパラメータをサンプリングする同様に事後分布から順々にサンプリングする Mropols Hasgs Samplg あるパラメータに対する尤度を計算するパラメータをある方向 ( ランダムに ) に変える基本的には

77 65 39 353 397 85 59 573 67 66 75 79 793 837 88 95 969 3 57 5 89 33 77 3 365 9 53 97 5 585 69 673 77 76 85 89 893 937 98 6. 8. 7. 3.9.5.5 6.6.. 5.5 続く μ σ 前の状態に基づいて (Markov Cha) 新しいパラメータをランダムにサンプリング (Mo Carlo) するこの時 μ と σ の平均値は単純に平均で計算可能で 5.

10 MCMC 法による推定平均値も計算可能 Gbbs Samplg 一つを除いて残りのパラメータを固定して条件付き分布を考えるあるパラメータの事後分布を求めその分布から次のパラメータをサンプリングする同様に事後分布から順々にサンプリングする Mropols Hasgs Samplg あるパラメータに対する尤度を計算するパラメータをある方向 ( ランダムに ) に変える基本的には尤度が大きくなるようならその方向を採択尤度が小さくなるようなら逆方向にパラメータを変える実際は一様乱数との大小で採択を決定データ拡大法によるプロビットモデルベイズロジットモデル例平日一日の平均トリップ数が右の表のように与えられる分散の事前分布を逆ガンマ平均値の事前分布を正規分布とするメトロポリス法の MCMC で平均値と分散の分布を計算してみる続く μ σ 前の状態に基づいて (Markov Cha) 新しいパラメータをランダムにサンプリング (Mo Carlo) するこの時 μ と σ の平均値は単純に平均で計算可能で 5. と.7 ( まで廃棄 ) ロジットプロビットモデルの MCMC 推定プログラム ( 兵藤 9) 推定例 (MH アルゴリズムでロジット ) lbrary(mcmcpak) ### データファイルの読み込み Da< ra.sv("h://aa.sv"har=re) hh< row(da) ## データ数 :Daa の行数を数える rm < Da[ 6]/; bm < Da[ 9]/; m < Da[]/ ros < Da[ 7]/; bos < Da[]/; os < Da[3]/ rag < marx(row=hhol=); bag < *(Da[3]>=6); ag < rag r < marx(row=hhol=); b < r; < *(Da[]>=) ## 選択結果 h < marx(row=hhol=3) olams(h) < ("" "" "3") for ( :hh){ f (Da[ 5]==) h[] < 999 f (Da[ ]==) h[] < f (Da[ 8]==) h[] < 999 f (Da[ ]==) h[] < f (Da[]==) h[3] < 999 f (Da[ ]==3) h[3] < } pos < MCMCml(h ~ hovar(rm "m" "") + hovar(bm "m" "") + hovar(m "m" "3") + hovar(ros "os" "") + hovar(bos "os" "") + hovar(os "os" "3") + hovar(rag "ag" "") + hovar(bag "ag" "") + hovar(ag "ag" "3") + hovar(r "" "") + hovar(b "" "") + hovar( "" "3") basl="3" bur= mm.mho="rwm" b= B= s=38 vrbos= mm= B=.) plo(pos) summary(pos) ロジット lbrary(baysm) ### データファイルの読み込み Da< ra.sv("h://aa.sv"har=re) hh< row(da) ## データ数 :Daa の行数を数える al < 3 rm < Da[ 6]/; bm < Da[ 9]/; m < Da[]/ ros < Da[ 7]/; bos < Da[]/; os < Da[3]/ rag < marx(row=hhol=); bag < *(Da[3]>=6); ag < rag r < marx(row=hhol=); b < r; < *(Da[]>=) rs < Da[] a < a < b(rmbmmrosbososragbagagrb) < < ra(al a=a = a=a =NLL DIFF=RE bas=3) a < ls(p=al y=rs =) mm < ls(r=5k=) rs < rmpgbbs(daa=a Mm=mm) plo(rs$baraw) plo(rs$sgmaraw) プロビット兵藤 9 を用いた

11 ベイズ推定のメリットデメリットメリット解析的にはパラメータが求まらない複雑なモデルもパラメータ分布が求まる例 : パネルデータの個人モデルを考慮した階層モデルパラメータの分布がわかる多峰性の分布になったならばモデル構造を考え直す参考文献等入門ベイズ統計学松原望ベイズモデリングによるマーケティング分析照井伸彦 R による離散選択モデルの推定方法メモ兵藤哲朗デメリット時間がかかる MNL の推定 MCMC:5 秒最尤推定 :7 秒パラメータの分布が収束しない場合もある

Microsoft PowerPoint - 14回パラメータ推定配布用.pptx

Microsoft PowerPoint - 14回パラメータ推定配布用.pptx パラメータ推定の理論と実践 BEhavior Study for Transportation Graduate school, Univ. of Yamanashi 山梨大学佐々木邦明最尤推定法点推定量を求める最もポピュラーな方法 L n x n i1 f x i 右上の式を θ の関数とみなしたものが尤度関数データ (a,b) が得られたとき, 全体の平均がいくつとするのがよいか平均がいくつだったら