• Non ci sono risultati.

Effetti diretti indiretti e totali

CAPITOLO 4: esempi confronto Lisrel-Lem

A.7 Effetti diretti indiretti e totali

Come spiegato nel capitolo 1, la parametrizzazione dummy code porta a delle semplificazioni nella scomposizione dell’effetto totale in diretto, indiretto totale e quest’ultimo in indiretto e cella. Nei capitoli 3 e 4 si è scelto di stimare rispettivamente i dati creati per il confronto tra il modello log-lineare causale e il SEM e quelli del questionario sul prosciutto di Sauris con la parametrizzazione effect code perché, in generale, è la più usata. In questo paragrafo si studiano gli effetti diretti, indiretti e totali con una parametrizzazione effect code. Nei paragrafi precedenti di questa Appendice si evidenzia che mentre nel dummy code l’effetto totale è uguale a ]‚+šš› \$‚ã e l’effetto

159

diretto è uguale a , nell’effect code l’effetto totale è .]㎎ã\Ë \$‚ã 0 e l’effetto diretto è () ) . Per semplicità, come spiegato nell’appendice del capitolo 1 e come è stato fatto da Croon et al. (2009), l’effetto diretto si definisce ) anche nel caso effect code. Di conseguenza si pone l’effetto totale uguale a ]㎎ã\Ë \$‚ã .

Effetto totale

]‚+šš› \$‚ã = .]

㎎ã\Ë \$‚ã 0£

Effetto totale scomposto

Ricordando la formula dell’effetto totale con parametrizzazione dummy code:

]‚+šš› \$‚ã

= lη | η | +η+| η | `η | η | +η+| η | a

4

m

e sostituendo in essa i parametri effect code

= () )£ = () )1 ) = () )£ = () )£ η | = Ö | ) ) ) η | = Ö | ) ) ) η | = Ö | ) ) ) η | = Ö | ) ) ) risulta: .]㎎ã\Ë \$‚ã 0£= () )£ å ç è Ö | ) + Ö | ) () ) ) Ö | ) + Ö | () )£) () ) ) • Ö | ) + Ö | () )£) () ) ) Ö | ) + Ö | ) () )£() )£ () ) ) ‘ 4 , æ - æ .

160

semplificando l’equazione si ottiene la scomposizione dell’effetto totale in effetto diretto e indiretto totale con la parametrizzazione effect code:

.]㎎ã\Ë \$‚ã 0 = () ) å ç è Ö | ) + Ö | ) () ) ) Ö | ) + Ö | () ) ) () ) • Ö | ) + Ö | () )£) () ) ) Ö | ) + Ö | () )£() ) ) () ) ‘ 4 , æ - æ .£ (3.11)

dove il primo moltiplicatore è l’effetto diretto e il secondo moltiplicatore è l’effetto indiretto totale

Scomposizione effetto indiretto totale

Ricordando come si è ottenuta la formula dell’effetto totale con parametrizzazione dummy code:

effetto_cella‚+šš› \$‚ã= η

n|EFGPFGHηn|EFGPFIDPFI ηn|EFGPFGHηn|EFGPFIDPFIDPFInFI

ηn|EFIPFGHηn|EFIPFIDPFIDPFInFI ηn|EFIPFGHηn|EFIPFIDPFI

si ottiene la medesima formula per l’effect code ponendo ) =1 nel secondo addendo (effetto indiretto totale) della (3.11)

effetto_cella㎎ã\Ë \$‚ã = 3 Ö | ) + Ö | ) () ) Ö | ) + Ö | ) () )£ () ) Ö | ) + Ö | ) () )£ () ) Ö | ) + Ö | () ) () ) k

e per determinare l’effetto indiretto si usa la formulazione effetto_indiretto=effetto_ind-tot/effetto_cella

161

Appendice B

La stima dei modelli fatta con il programma Lem (Vermunt 1997) è molto versatile; comunque esistono altri programmi, come il Latent Gold (Vermunt 2000), che analizzano altrettanto bene i modelli log-lineari. Si può affermare, in generale, che tutto ciò che in letteratura è stato detto sui modelli log-lineari, può essere implementato nel programma Lem (Vermunt 1997 e successivi). Per semplicità si ricordano due esempi: le procedure di stima e le restrizioni per l’identificazione. Le procedure di stima IPF e Newton-Raphson, citate nella teoria, sono entrambe utilizzabili nel programma Lem. I due metodi, effect code e dummy code, usati nella teoria per identificare i modelli, sono possibili scelte nel programma Lem. L’effect code è dato per default, il dummy code deve essere selezionato attraverso il comando dum.

162

Bibliografia

Baker D. A, Crompton J. L: “ Quality, satisfaction and behavioral intentions” pag 785- 803, Annals of Tourism research (2000)

Bartholomew D. J. e Knott M. : “Latent variable models and factor analysis” London: Arnold (1998)

Bartholomew D. J., Steele F., Moustaki I e Galbraith J. I. : “Analysis of multivariate social science data”, CRC Press, second edition (2008)

Bergsma W., Croon M. e Hagenaars J. A. : “ Marginal models for dependent, clustered and longitudinal categorical data “, New York: Springer (2009)

Bollen K. A. : “Structural equations with latent variables”, New York: Wiley (1989) Chen C., Tsai D.: “ How destination image and evaluative factors affect behavioral intentions?” pag 1115-1122, Tourism management (2006)

Cronin J. J Jr, Brady M. K. e Hult G. T. M. :”Assessing the effect of quality, value, and customer satisfaction on consumer behavioral intentions in service environments” pag 193-218, Journal of Retailing, 76, (2000)

Dunteman G. H., Kim J. O., Long S. J e Mueller C. . “Factor analysis and related techniques” , London: Sage (1994)

Goodman L.A. :”The analysis of multidimensional contingency tables when some variables are posterior to other: a modified path analysis approach” pag 179-192, Biometrika (1973)

Goodman L. A. : “Exploratory latent structure analysis using both identifiable and unidentifiable models” pag 215-231, Biometrika (1974a)

Goodmam L. A: “The analysis of systems of qualitative variables when some variables are unobservable. Part I- A modified latent structure approach” pag 1179-1259, American journal of Sociology (1974b)

Haberman S J:”Analysis of qualitative data”, New York: New Developments, Accademic Press (1979)

Hagenaars J. A. : “Categorical longitudinal data: log-linear analysis of panel, trend and cohort data” Newbury Park, CA: Sage (1990)

Hagenaars J. A. :”Latent structure models with direct effects between indicators:Local dependence models”, pag 379-405, Sociological Methods and Research (1988)

163

Heinen T.: “Latent class and discrete latent trait models: similarities and differences”, Thousand Oakes, CA: Sage publications (1996)

Jöreskog, K. G.:”A general method for estimating a linear structural equation system” pag 85-112, in “Structural Equation Models in the Social Sciences”, New York: A. S. Goldberger e O. D. Ducan eds, Accademic press (1973)

Jöreskog, K. G.:”Structural equation models in the social sciences: specification, estimation and testing” pag 265-287, Application of Statistics, Amsterdam: P.R. Krishnaiah ed. (1977)

Keesling, J. W:”MaximumLikelihood Approaches to Casual Analysis”, Ph.D. dissertation, Department of Education: University of Chicago (1972)

Lawley, D. N. e Maxwell A. E. :”Factor Analysis as a Structural Method”, London: Butterworth (1971)

Magidson J e Vermunt J. K. : “Latent GOLD User's Manual”, Boston: Statistical Innovations Inc. (2000)

Magidson J e Vermunt J. K. :”Latent class factor and cluster models, bi-plots, and related grapfhical displays” pag 223-264, Sociological methodology (2001)

Magidson J e Vermunt J. K: “ Factor analysis with categorical indicators: a comparison between traditional and latent class approaches” technical support, Statistical Innovations (2004)

Oliver, R. L.:”Satisfation: A Behavioral Perspectiveon on the Consumer”, New York: MacGraw-Hill (1997)

Pearl J. : “Direct and indirect effects” pag 411-420 in Proceedings of the seventeenth conference on uncertainty in artificial intelligence (2001)

Pearl J.:”The causal mediation formula-A guide to the assessment of pathways and mechanisms” pag 1-17 technical report (2011)

Pistore, C.:”Promuovere i prodotti locali: un modello strutturale per interpretare il behavioral intention”, Tesi di laurea, Padova: Università degli studi (anno accademico 2009/2010)

Rao P. V., Li H. e Roth J.: ”Recursive path models when both predictor and response variables are categorical” pag 664-675, Journal of statistical theory and practice (2008) Vermunt J. K. : “ Lem: a general program for the analysis of categorical data: users manual”, Tilburg University (1997)

Wiley, D. E.:”The identification problem for structural equation models with unmeasured variables” pag 69-83, in “Structural Equation Models in the Social Sciences”, New York: A. S. Goldberger e O. D. Ducan eds, Accademic press (1973)

164

Wright, S: “Correlation and Causation”, pag 557-585, Journal of Agricultural Research (1921)

Documenti correlati