¿Cómo adaptar el modelo Bradley – Terry – Luce en R, sin una fórmula complicada?


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El modelo Bradley – Terry – Luce (BTL) establece que , donde es la probabilidad de que el objeto se considere "mejor", más pesado, etc., que el objeto , y , y son parámetros.pji=logit1(δjδi)pijjiδiδj

Esto parece ser un candidato para la función glm, con family = binomial. Sin embargo, la fórmula sería algo así como "Éxito ~ S1 + S2 + S3 + S4 + ...", donde Sn es una variable ficticia, es decir 1 si el objeto n es el primer objeto en la comparación, -1 si es el segundo, y 0 en caso contrario. Entonces el coeficiente de Sn sería el correspondiente .deltan

Esto sería bastante fácil de administrar con solo unos pocos objetos, pero podría conducir a una fórmula muy larga y la necesidad de crear una variable ficticia para cada objeto. Solo me pregunto si hay un método más simple. Suponga que el nombre o el número de los dos objetos que se comparan son variables (¿factores?) Object1 y Object2, y Success es 1 si el objeto 1 se juzga mejor, y 0 si el objeto 2 lo es.


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Hay un paquete R para el modelo Bradley-Terry. Mira a Rseek.
cardenal

También proporcioné algunos enlaces sobre una pregunta relacionada: stats.stackexchange.com/a/10741/930
chl

El paquete @cardinal mencionado, por cierto: BradleyTerry2
conjugateprior

Respuestas:


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Creo que el mejor paquete para datos de Comparación Pareada (PC) en R es el paquete prefmod , que permite preparar convenientemente los datos para que se ajusten (log lineales) a modelos BTL en R. Utiliza un Poisson GLM (más exactamente, un logit multinomial en Poisson formulación ver, por ejemplo, esta discusión ).

Lo bueno es que tiene una función prefmod::llbt.designque convierte automáticamente sus datos en el formato necesario y la matriz de diseño necesaria.

Por ejemplo, supongamos que tiene 6 objetos todos comparados por pares. Entonces

R> library(prefmod)
R> des<-llbt.design(data, nitems=6)

construirá la matriz de diseño a partir de una matriz de datos que se ve así:

P1  0  0 NA  2  2  2  0  0  1   0   0   0   1   0   1   1   2
P2  0  0 NA  0  2  2  0  2  2   2   0   2   2   0   2   1   1
P3  1  0 NA  0  0  2  0  0  1   0   0   0   1   0   1   1   2
P4  0  0 NA  0  2  0  0  0  0   0   0   0   0   0   2   1   1
P5  0  0 NA  2  2  2  2  2  2   0   0   0   0   0   2   2   2
P6  2  2 NA  0  0  0  2  2  2   2   0   0   0   0   2   1   2

con filas que indican personas, columnas que indican comparaciones y 0 significa indeciso 1 significa objeto 1 preferido y 2 significa objeto 2 preferido. Se permiten valores perdidos. Editar : como esto probablemente no sea algo que se infiera simplemente de los datos anteriores, lo deletreo aquí. Las comparaciones deben ordenarse de la siguiente manera ((12) objeto de comparación de medias 1 con objeto 2):

(12) (13) (23) (14) (24) (34) (15) (25) etc. 

El ajuste se realiza más convenientemente con la gnm::gnmfunción, ya que le permite realizar modelos estadísticos. (Editar: también puede usar la prefmod::llbt.fitfunción, que es un poco más simple ya que solo toma los recuentos y la matriz de diseño).

R> res<-gnm(y~o1+o2+o3+o4+o5+o6, eliminate=mu, family=poisson, data=des)
R> summary(res)
  Call:
gnm(formula = y ~ o1 + o2 + o3 + o4 + o5 + o6, eliminate = mu, 
    family = poisson, data = des)

Deviance Residuals: 
   Min      1Q  Median      3Q     Max  
-7.669  -4.484  -2.234   4.625  10.353  

Coefficients of interest:
   Estimate Std. Error z value Pr(>|z|)    
o1  1.05368    0.04665  22.586  < 2e-16 ***
o2  0.52833    0.04360  12.118  < 2e-16 ***
o3  0.13888    0.04297   3.232  0.00123 ** 
o4  0.24185    0.04238   5.707 1.15e-08 ***
o5  0.10699    0.04245   2.521  0.01171 *  
o6  0.00000         NA      NA       NA    
---
Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1   1 

(Dispersion parameter for poisson family taken to be 1)

Std. Error is NA where coefficient has been constrained or is unidentified

Residual deviance: 2212.7 on 70 degrees of freedom
AIC: 2735.3

Tenga en cuenta que el término eliminar omitirá los parámetros molestos del resumen. Luego puede obtener los parámetros de valor (sus deltas) como

## calculating and plotting worth parameters
R> wmat<-llbt.worth(res)
        worth
o1 0.50518407
o2 0.17666128
o3 0.08107183
o4 0.09961109
o5 0.07606193
o6 0.06140979

Y puedes trazarlos con

R> plotworth(wmat)

Si tiene muchos objetos y desea escribir un objeto de fórmula o1+o2+...+onrápidamente, puede usar

R> n<-30
R> objnam<-paste("o",1:n,sep="")
R> fmla<-as.formula(paste("y~",paste(objnam, collapse= "+")))
R> fmla
y ~ o1 + o2 + o3 + o4 + o5 + o6 + o7 + o8 + o9 + o10 + o11 + 
    o12 + o13 + o14 + o15 + o16 + o17 + o18 + o19 + o20 + o21 + 
    o22 + o23 + o24 + o25 + o26 + o27 + o28 + o29 + o30

para generar la fórmula para gnm(que no necesitarías llbt.fit).

Hay un artículo de JSS , consulte también https://r-forge.r-project.org/projects/prefmod/ y la documentación a través de ?llbt.design.


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Esa es una respuesta muy completa. Gracias. Parece que prefmod sería un buen paquete para usar. Por cierto, estoy interesado en usar el modelo para intentar predecir los resultados de los partidos deportivos.
Silverfish

No hay problema, me alegro si ayudó. No sé exactamente cómo quieres predecir, pero Leitner et al. han utilizado estos modelos para predecir eventos deportivos. Ver su tesis epubdev.wu.ac.at/2925 . Buena suerte.
Momo

Tal vez este enlace es mejor epubdev.wu.ac.at/view/creators/…
Momo

¿Es posible calcular significados para las diferencias entre pares individuales (por ejemplo, o1 y o2) a partir de estos datos? ¿O tiene que reorganizar la fórmula, usar o2 como último factor y vivir sin una estimación de error estándar en ese caso?
TNT

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Ha pasado un tiempo, por lo que no recuerdo si puede usar convenientemente restricciones lineales, pero lo que puede hacer en su caso es usar uno como nivel de referencia, digamos o1, y usar el valor t del otro, digamos o2, del resumen: efectivamente constituye una prueba de si la diferencia entre o1 y o2 es cero.
Momo
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