47 介入前のデータを用いて、ベイズ構造時系列モデル（bsts）により介入がなかったと仮定したときの変動を推計する。得られた推計値と介入後の観測値を比較し、介入の影響（効果）を評価する。統計的有意性の判定は、CausalImpactパッケージで得られるPosterior tail-area probabilityを用いて行う。 前年同時期との階差を用いた介入前後の比較では、介入の影響を直感的に理解するのが容易ではない。ここではbstsにより得られた介入がないと仮定したときの推計値と観測値の差を絶対効果（Absolute effect）とし、絶対効果と介入前期間の観測値との比率により影響の大きさを確認する。 これらの結果を表5-3に示す。有意判定は表に示した数値に対するものではないことに注意が必要である。以降では前節と同様の手順で考察を行う。 表5-3絶対効果と介入前期間の観測値の比および階差の推計値と 観測値の差に対する統計的有意性の判定結果 注 ▼は負を表す。**：p<0.01、 *：p<0.05、 +：p<0.1。数値は「階差の推計値と観測値の差」と「介入前期間の観測値」の比、有意判定は階差の推計値と観測値の差に対するもの 1）介入別の影響 基礎集計の分析で確認した傾向と同様の結果が多くの介入で確認できる。一方、「県独自宣言」や「県全県時短営業要請」の介入で、増加する傾向がみられる。これは、前年との階差を取ったことが関係している。すなわち、これらの介入時期と重なるお盆や年末年始は、感染拡大前の2019年は多くの人が帰省や行楽のために遠出をしたために中心市街地内に来訪する人が減ったが、感染拡大後はそうした移動が自粛された結果、この期間の減少幅が小さくなったことが影響している。 「緊急事態宣言1回目」でも大型連休が重なっており同様の現象がみられたが、そうした影響よりも介入による減少幅が大きいために減少している。前年との階差を取る際はこうした点に注意が必要である。 2）時間帯（活動）別の影響 7時台と12時台と比べると、18時台と20時台のほうが統計的に有意な差が認められる場合が多い。前節でも述べたように、前者は通勤通学やそれに伴う昼食、あるいは住民の買い物等の移動と考えられ、特に1回目の宣言解除後は不要不急の活動に対する考え方が変厚労省呼びかけ学校休校基本的対処方針緊急事態宣言1回目宣言解除県独自宣言県独自宣言解除県一部地区時短営業要請県全県時短営業要請緊急事態宣言2回目mss07▼0.8%▼4.2%**▼0.1%▼1.2%+▼2.1%2.5%**▼1.2%▼1.8%*1.7%**▼3.2%+par07▼5.6%*▼16.3%**▼31.4%**▼31.1%*10.4%12.7%*▼2.9%3.8%3.3%+▼21.3%+pkg6-8▼8.8%▼34.0%**▼3.9%▼37.9%**17.9%39.2%**▼32.3%*▼4.1%11.5%0.5%mss12▼1.0%▼6.3%**▼2.9%*▼12.5%**7.1%*3.5%*▼1.5%▼0.7%1.7%*▼3.7%par12▼7.4%**▼20.1%**▼9.2%*▼41.3%**71.0%**▼10.8%*15.2%*8.6%+▼3.5%▼12.3%+pkg12▼5.2%*▼8.5%**▼17.1%**▼70.1%**252.5%**▼4.8%12.0%**▼3.9%1.4%▼4.9%mss18▼2.7%*▼10.2%**▼9.6%**▼17.3%**7.6%*3.6%*1.8%▼11.5%**6.1%**▼6.1%+par18▼8.9%**▼17.4%**▼24.8%**▼52.5%**52.8%*6.8%+3.9%▼22.2%**12.6%*▼23.4%*pkg18▼5.8%+▼29.9%**▼15.6%**▼82.4%**410.8%**18.1%*13.2%+▼41.0%**17.1%+▼35.0%*mss20▼4.7%**▼14.2%**▼8.8%**▼16.7%**6.7%+5.8%**0.6%▼20.0%**12.0%**▼14.4%*par20▼10.3%**▼18.2%**▼28.5%**▼52.8%**35.3%*11.3%*9.4%+▼26.3%**23.5%**▼23.6%+pkg19-20▼12.7%**▼48.9%**▼21.9%*▼76.7%**251.3%*2.6%34.0%*▼40.4%**11.6%▼37.8%*
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