実践Data Scienceシリーズ RとStanではじめる ベイズ統計モデリングによるデータ分析入門 (KS情報科学専門書)「RとStanで始めるベイズ統計モデリングによるデータ分析入門」「実践編第3部第10章 交互作用：カテゴリ×カテゴリ」を対象に，公開されているR，Stanのコードをpython，pystanのコードへと書き直した一例です。Stanの代わりにpystanを利用しています。
本ページでは公開されていない書籍の内容については一切触れません。理論や詳しい説明は書籍を参照してください。
なお，こちらで紹介しているコードには誤りが含まれる可能性があります。内容やコードについてお気づきの点等ございましたら，ご指摘いただけると幸いです。
（本ページにて紹介しているコードはgithubにて公開しています。）
DataAnalOji.hatena.sample/python_samples/stan/3-10-交互作用.ipynb at master · Data-Anal-Ojisan/DataAnalOji.hatena.sample
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分析の準備
パッケージの読み込み
import arviz
import pystan
import numpy as np
import pandas as pd
%matplotlib inline
import matplotlib.pyplot as plt
plt.style.use('ggplot')
plt.rcParams['font.family'] = 'Meiryo'
import seaborn as snsカテゴリ×カテゴリ：モデル化
分析対象のデータ
interaction_1 = pd.read_csv('3-10-1-interaction-1.csv')
interaction_1.head(n=3)
interaction_1
データの要約
interaction_1.describe(include='all')
デザイン行列の作成
# ダミー変数化処理
design_mat = pd.get_dummies(interaction_1.drop(['sales'], axis=1),
drop_first=True)
# 交互作用項の追加
design_mat['publicity_to_implement:bargen_to_implement'] = design_mat[
'publicity_to_implement'] * design_mat['bargen_to_implement']
# (Intercept)列追加
design_mat.insert(0, '(Intercept)', 1)
display(design_mat)
参考：デザイン行列を用いない方法
dictにまとめる
data_dict = dict(N=len(interaction_1),
sales=interaction_1['sales'],
publicity=design_mat['publicity_to_implement'],
bargen=design_mat['bargen_to_implement'],
publicity_bargen=design_mat['publicity_to_implement:bargen_to_implement'])dictの表示
display(data_dict){'N': 100,
'sales': 0 87.5
1 103.7
2 83.3
3 131.9
4 106.6
...
95 171.2
96 134.5
97 148.5
98 135.5
99 150.5
Name: sales, Length: 100, dtype: float64,
'publicity': 0 0
1 0
2 0
3 0
4 0
..
95 1
96 1
97 1
98 1
99 1
Name: publicity_to_implement, Length: 100, dtype: uint8,
'bargen': 0 0
1 0
2 0
3 0
4 0
..
95 1
96 1
97 1
98 1
99 1
Name: bargen_to_implement, Length: 100, dtype: uint8,
'publicity_bargen': 0 0
1 0
2 0
3 0
4 0
..
95 1
96 1
97 1
98 1
99 1
Name: publicity_to_implement:bargen_to_implement, Length: 100, dtype: uint8}MCMCの実行
# stanコードの記述
stan_code = '''
data {
int N;
vector[N] sales;
vector[N] publicity;
vector[N] bargen;
vector[N] publicity_bargen;
}
parameters {
real Intercept;
real b_publicity;
real b_bargen;
real b_publicity_bargen;
real<lower=0> sigma;
}
model {
vector[N] mu = Intercept + b_publicity*publicity + b_bargen*bargen + b_publicity_bargen*publicity_bargen;
sales ~ normal(mu, sigma);
}
'''
# モデルのコンパイル
stan_model = pystan.StanModel(model_code=stan_code)
# サンプリング
interaction_stan_1 = stan_model.sampling(data=data_dict, seed=2, n_jobs=1)MCMCの結果の確認
print(interaction_stan_1.stansummary(probs=[0.025, 0.5, 0.975]))Inference for Stan model: anon_model_0b6d991038d081bcb57dd2122b42571b.
4 chains, each with iter=2000; warmup=1000; thin=1;
post-warmup draws per chain=1000, total post-warmup draws=4000.
mean se_mean sd 2.5% 50% 97.5% n_eff Rhat
Intercept 103.32 0.08 3.75 95.72 103.41 110.42 2108 1.0
b_publicity 9.9 0.12 5.21 0.06 9.71 20.58 2021 1.0
b_bargen 27.33 0.12 5.33 17.07 27.26 38.1 1978 1.0
b_publicity_bargen 20.79 0.17 7.52 6.05 20.78 35.32 2012 1.0
sigma 18.41 0.03 1.34 15.99 18.31 21.26 2436 1.0
lp__ -337.8 0.04 1.66 -341.8 -337.5 -335.6 1457 1.0
Samples were drawn using NUTS at Mon Sep 7 19:07:29 2020.
For each parameter, n_eff is a crude measure of effective sample size,
and Rhat is the potential scale reduction factor on split chains (at
convergence, Rhat=1).参考：事後分布の図示
arviz.plot_trace(interaction_stan_1,
var_names=['Intercept', 'b_publicity', 'b_bargen', 'b_publicity_bargen', 'sigma'],
legend=True);
参考：デザイン行列を用いる方法
Stanに渡すdictの作成¶
data_dict = dict(N=len(interaction_1),
K=design_mat.shape[1],
Y=interaction_1['sales'],
X=design_mat)
display(data_dict){'N': 100,
'K': 4,
'Y': 0 87.5
1 103.7
2 83.3
3 131.9
4 106.6
...
95 171.2
96 134.5
97 148.5
98 135.5
99 150.5
Name: sales, Length: 100, dtype: float64,
'X': (Intercept) publicity_to_implement bargen_to_implement \
0 1 0 0
1 1 0 0
2 1 0 0
3 1 0 0
4 1 0 0
.. ... ... ...
95 1 1 1
96 1 1 1
97 1 1 1
98 1 1 1
99 1 1 1
publicity_to_implement:bargen_to_implement
0 0
1 0
2 0
3 0
4 0
.. ...
95 1
96 1
97 1
98 1
99 1
[100 rows x 4 columns]}MCMCの実行
# stanコードの記述
stan_code = '''
data {
int N;
vector[N] sales;
vector[N] publicity;
vector[N] bargen;
vector[N] publicity_bargen;
}
parameters {
real Intercept;
real b_publicity;
real b_bargen;
real b_publicity_bargen;
real<lower=0> sigma;
}
model {
vector[N] mu = Intercept + b_publicity*publicity + b_bargen*bargen + b_publicity_bargen*publicity_bargen;
sales ~ normal(mu, sigma);
}
'''
# モデルのコンパイル
stan_model = pystan.StanModel(model_code=stan_code)
# サンプリング
interaction_stan_1 = stan_model.sampling(data=data_dict, seed=2, n_jobs=1)MCMCの結果の確認
print(interaction_stan_1.stansummary(probs=[0.025, 0.5, 0.975]))Inference for Stan model: anon_model_0b6d991038d081bcb57dd2122b42571b.
4 chains, each with iter=2000; warmup=1000; thin=1;
post-warmup draws per chain=1000, total post-warmup draws=4000.
mean se_mean sd 2.5% 50% 97.5% n_eff Rhat
Intercept 103.32 0.08 3.75 95.72 103.41 110.42 2108 1.0
b_publicity 9.9 0.12 5.21 0.06 9.71 20.58 2021 1.0
b_bargen 27.33 0.12 5.33 17.07 27.26 38.1 1978 1.0
b_publicity_bargen 20.79 0.17 7.52 6.05 20.78 35.32 2012 1.0
sigma 18.41 0.03 1.34 15.99 18.31 21.26 2436 1.0
lp__ -337.8 0.04 1.66 -341.8 -337.5 -335.6 1457 1.0
Samples were drawn using NUTS at Mon Sep 7 19:07:29 2020.
For each parameter, n_eff is a crude measure of effective sample size,
and Rhat is the potential scale reduction factor on split chains (at
convergence, Rhat=1).参考：事後分布の図示
arviz.plot_trace(interaction_stan_1,
var_names=['Intercept', 'b_publicity', 'b_bargen', 'b_publicity_bargen', 'sigma'],
legend=True);
カテゴリ×カテゴリ：係数の解釈
交互作用の効果の確認
3.1.1 説明変数を作る
newdata_1 = np.matrix([[1, 0, 0, 0], # 宣伝なし＋安売りなし
[1, 1, 0, 0], # 宣伝あり＋安売りなし
[1, 0, 1, 0], # 宣伝なし＋安売りあり
[1, 1, 1, 1]]) # 宣伝あり＋安売りあり補足：係数行列を作る
# MCMCサンプルの抽出
mcmc_sample = interaction_stan_1.extract()
# 係数行列を作る
newdata_1_b = np.matrix([mcmc_sample['Intercept'],
mcmc_sample['b_publicity'],
mcmc_sample['b_bargen'],
mcmc_sample['b_publicity_bargen']])予測
display(pd.DataFrame((newdata_1* newdata_1_b).T,
columns=('宣伝なし安売りなし',
'宣伝あり安売りなし',
'宣伝なし安売りあり',
'宣伝あり安売りあり')).describe())
カテゴリ×カテゴリ：モデルの図示
参考：表示対象のデータ
# 予測結果のデータフレームの作成
prediction = pd.DataFrame({
'sales': np.ravel(newdata_1 * newdata_1_b), # 1次元配列化した予測結果
'publicity': 'not', # 初期値はすべて宣伝なし
'bargen': 'not' # 初期値はすべて安売りなし
})
# データフレームの内容の修正
# 説明変数（newdata_1）の内容に従い宣伝＋安売りの有無を変更する
# 4000:8000行の宣伝の有無を宣伝あり（to_implement)に変更
prediction['publicity'][4000:8000] = 'to_implement'
# 12000:16000行の宣伝の有無を宣伝ありに変更
prediction['publicity'][12000:16000] = 'to_implement'
# 8000:16000行の安売りの有無を安売りありに変更
prediction['bargen'][8000:16000] = 'to_implement'モデルの図示
# 描画領域の作成
plt.figure(figsize=(15,5))
# 散布図の描画
sns.scatterplot(x='publicity', y='sales', hue='bargen', data=interaction_1)
# バイオリンプロットの描画
sns.violinplot(x='publicity',
y='sales',
hue='bargen',
data=prediction,
showfliers=False,
width=0.5)
# 凡例の追加
plt.legend(bbox_to_anchor=(1.05, 1), loc='upper left')
# グラフを描画
plt.show()
pystanの詳細については公式ページを参照してください。
PyStan — pystan 3.10.0 documentation
pystan.readthedocs.io
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