Cvičení 10: Hodnocení kontingenčních tabulek Úkol 1.: Testování hypotézy o nezávislosti, měření síly závislosti V roce 1950 zkoumali Yule a Kendall barvu očí a vlasů u 6800 mužů. Barva očí Barva vlasů světlá kaštanová černá rezavá modrá 1768 807 180 47 šedá nebo zelená 946 1387 746 53 hnědá 115 438 288 16 Na asymptotické hladině významnosti 0,05 testujte hypotézu o nezávislosti barvy očí a barvy vlasů. Vypočtěte Cramérův koeficient. Simultánní četnosti znázorněte graficky. Návod: Testujeme hypotézu H[0]: X, Y jsou stochasticky nezávislé náhodné veličiny proti H[1]: X, Y nejsou stochasticky nezávislé náhodné veličiny. Testová statistika má tvar: . Platí-li H[0], pak K se asymptoticky řídí rozložením χ^2((r-1)(s-1)), kde r, s jsou počty variant jednotlivých proměnných. Hypotézu o nezávislosti veličin X, Y tedy zamítáme na asymptotické hladině významnosti α, když K ≥ χ^2[1-α]((r-1)(s-1)). V našem případě zjistíme, že K = 1088,15, r = 3 , s = 4, χ^2[1-α]((r-1)(s-1) = χ^2[0,95](6) = 12,592 a protože hodnota testové statistiky K = 1088,15 ≥ 12,592, zamítáme nulovou hypotézu na asymptotické hladině významnosti 0,05. Cramérův koeficient: , kde m = min{r,s}. Tento koeficient nabývá hodnot mezi 0 a 1. Čím blíže je 1, tím je těsnější závislost mezi X a Y, čím blíže je 0, tím je tato závislost volnější. Význam hodnot Cramérova koeficientu: mezi 0 až 0,1 … zanedbatelná závislost, mezi 0,1 až 0,3 … slabá závislost, mezi 0,3 až 0,7 … střední závislost, mezi 0,7 až 1 … silná závislost. Otevřeme datový soubor oci_vlasy.sta. Před provedním testu je zapotřebí ověřit podmínky dobré aproximace: Statistiky – Základní statistiky/tabulky – Kontingenční tabulky - Specif. tabulky – List 1 OCI, List 2 VLASY, OK, Váhy - CETNOST, Stav zapnuto, OK – na záložce Možnosti zaškrtneme Očekávané četnosti – Výpočet. Podmínky dobré aproximace jsou splněny. Všechny teoretické četnosti jsou větší než 5. Nyní budeme testovat hypotézu o nezávislosti proměnných OCI, VLASY. Návrat do Výsledky; kontingenční tabulky – na záložce Detaily zaškrtneme Pearsonův & M-L Chi - kvadrát, Phi & Cramerovo V – Detailní výsledky – Detailní 2 rozm. tabulky. Ve výstupní tabulce najdeme mj. hodnotu testové stastistiky (Pearsonův chí-kv = 1088,149) s počtem stupňů volnosti (sv = 6) a odpovídající p-hodnotou (p = 0,0000), dále Cramérův koeficient (V = 0,283). Protože p-hodnota je mnohem menší než 0,05, nulovou hypotézu o nezávislosti barvy očí a barvy vlasů zamítáme na asymptotické hladině významnosti 0,05. Cramérův koeficient svědčí o slabé závislosti barvy očí a vlasů. Pro grafické znázornění četností se vrátíme do Výsledky; kontingenční tabulky – Detailní výsledky – 3D histogramy. Po vytvoření grafu 2 krát poklepeme levým tlačítkem myši na pozadí grafu: Rozvržení grafu – Typ Šipky – OK. Graf lze natáčet pomocí volby Zorný bod. Úkol 2.: Fisherův faktoriálový test 100 náhodně vybraných osob bylo dotázáno, zda dávají přednost nealkoholickému nápoji A či B. Údaje jsou uvedeny ve čtyřpolní kontingenční tabulce. preferovaný nápoj pohlaví muž žena A 20 30 B 30 20 Na hladině významnosti 0,05 testujte pomocí Fisherova faktoriálového testu hypotézu, že preferovaný typ nápoje nezáleží na pohlaví respondenta. Návod: Vytvoříme nový datový soubor o třech proměnných NAPOJ, POHLAVI, CETNOST a čtyřech případech. Do proměnné NAPOJ napíšeme dvakrát pod sebe 1 (nápoj A) a dvakrát pod sebe 2 (nápoj B). Do proměnné POHLAVI napíšeme jedničku (1 – muž) a dvojku (2 – žena) a znovu jedničku a dvojku. D proměnné CETNOST napíšeme uvedené četnosti. Statistiky – Základní statistiky/tabulky – Kontingenční tabulky - Specif. tabulky – List 1 NAPOJ, List 2 POHLAVI, OK, Váhy - CETNOST, Stav zapnuto, OK – na záložce Možnosti zaškrtneme Fisher exakt, Yates, McNemar (2x2) – Detailní výsledky – Detailní 2-rozm. tabulky. Ve výstupní tabulce je mimo jiné uvedena p-hodnota pro oboustranný a jednostranný test. V našem případě se jedná o oboustranný test (nevíme, zda muži více preferují nápoj A či nápoj B než ženy), zajímáme se tedy o Fisherův přesný, 2-str. Ta je 0,07134. Protože p-hodnota je větší než 0,05, nezamítáme na hladině významnosti 0,05 hypotézu, že preferovaný typ nápoje nezáleží na pohlaví respondenta. Úkol 3.: Podíl šancí Pro údaje z úkolu 2 vypočtěte podíl šancí a sestrojte 95% asymptotický interval spolehlivosti pro podíl šancí. Pomocí tohoto intervalu spolehlivosti testujte na asymptotické hladině významnosti 0,05 hypotézu, že preferovaný typ nápoje nezáleží na pohlaví respondenta. Návod: Nejprve zopakujme teorii: Ve čtyřpolních tabulkách používáme charakteristiku , která se nazývá podíl šancí (odds ratio). Můžeme si představit, že pokus se provádí za dvojích různých okolností a může skončit buď úspěchem nebo neúspěchem. Výsledek pokusu okolnosti n[j.] I II úspěch[] a b a+b neúspěch c d c+d n[.k] a+c b+d n Poměr počtu úspěchů k počtu neúspěchů (tzv. šance) za 1. okolností je , za druhých okolností je . Podíl šancí je . Považujeme ho za odhad skutečného podílu šancí oρ. Pomocí 100(1-α)% asymptotického intervalu spolehlivosti pro logaritmus skutečného podílu šancí ln oρ lze na asymptotické hladině významnosti α testovat hypotézu o nezávislosti nominálních veličin X a Y. Asymptotický 100(1-α)% interval spolehlivosti pro přirozený logaritmus skutečného podílu šancí má meze: . Jestliže interval spolehlivosti nezahrne 0, pak hypotézu o nezávislosti zamítneme na asymptotické hladině významnosti α. V našem případě podíl šancí vypočteme ručně. . Dolní a horní mez intervalu spolehlivosti pro OR zjistíme pomocí STATISTIKY. Vytvoříme datový soubor o dvou proměnných DM a HM a dvou případech. Do Dlouhého jména proměnné DM napíšeme vzorec pro dolní mez: =log(4/9)-sqrt(1/20+1/30+1/30+1/20)*VNormal(0,975;0;1) a analogicky do Do Dlouhého jména proměnné HM napíšeme vzorec pro horní mez: =log(4/9)+sqrt(1/20+1/30+1/30+1/20)*VNormal(0,975;0;1) Výsledek: -1,61108 < ln oρ < -0,01078 s pravděpodobností přibližně 0,95. Protože tento interval spolehlivosti neobsahuje 0, na asymptotické hladině významnosti 0,05 zamítáme hypotézu, že preferovaný typ nápoje nezáleží na pohlaví respondenta. Tento výsledek je v rozporu s výsledkem, ke kterému dospěl Fisherův přesný test. Je to způsobeno tím, že test pomocí asymptotického intervalu spolehlivosti je pouze přibližný. Příklady k samostatnému řešení Příklad 1.: Zajímá nás, zda má lokalita v ČR vliv na objem exportu do sousedních zemí. Sledujeme lokality: Ostrava, Brno, Plzeň, Praha a země: Slovensko, Rakousko, Německo, Polsko, USA). Máme k dispozici tato data: Odkud: Kam: Slovensko Rakousko Německo Polsko USA Ostrava 350 216 189 626 46 Brno 387 489 274 126 115 Plzeň 52 83 264 132 51 Praha 484 594 737 447 141 Řešení: Načteme datový soubor export.sta. Proměnná EXPORT obsahuje objem exportu pro zvolenou kombinaci LOKALITA, ZEMĚ. Testová statistika K ze vzorce (11.1) nabývá hodnoty 821,59, odpovídající p-hodnota je velmi blízká nule, tedy na asymptotické hladině významnosti 0,05 považujeme za prokázanou závislost objemu exportu na lokalitě v České republice. Podmínky dobré aproximace jsou splněny, jak vidíme z následující tabulky: Cramérův koeficient nabývá hodnoty 0,223, tedy mezi sledovanými proměnnými existuje slabá závislost. Zjištěná data ještě znázorníme graficky: Příklad 2.: 200 respondentů, z nichž bylo 73 žen, hodnotilo úroveň jistého časopisu. 34 žen ji hodnotilo kladně, stejně jako 47 mužů. Ostatní respondenti se o úrovni časopisu vyjádřili záporně. Vypočtěte a interpretujte podíl šancí časopisu na kladné hodnocení a na asymptotické hladině významnosti 0,05 testujte pomocí asymptotického intervalu spolehlivosti pro podíl šancí hypotézu, že hodnocení úrovně časopisu nezávisí na pohlaví respondenta. Proveďte též Fisherův přesný test a vypočtěte Cramérův koeficient. Řešení: Sestavíme čtyřpolní kontingenční tabulku simultánních absolutních četností: hodnocení časopisu pohlaví respondenta n[j.] muž žena kladné[] 47 34 81 záporné 80 39 119 n[.k] 127 73 200 Kladné hodnocení časopisu pozorujeme u 37% mužů a u 46,6 % žen. Vypočítáme podíl šancí časopisu na kladné hodnocení. což znamená, že u mužů je 0,674 x menší šance na kladné hodnocení časopisu než u žen. Dále provedeme výpočty pro stanovení intervalu spolehlivosti. Protože interval (-0,97876; 1,89476) obsahuje číslo 0, na asymptotické hladině významnosti 0,05 nezamítáme hypotézu o nezávislosti hodnocení úrovně časopisu na pohlaví respondenta. Další výsledky máme v tabulce: Fisherův přesný test poskytl p-hodnotu 0,23131, tedy na hladině významnosti 0,05 nezamítáme hypotézu o nezávislosti hodnocení úrovně časopisu na pohlaví respondenta. Cramérův koeficient je 0,0938, což svědčí o zanedbatelné závislosti mezi sledovanými veličinami. Příklad 3.: Na hladině významnosti 0,05 testujte hypotézu o nezávislosti pedagogické hodnosti a pohlaví a vypočtěte Cramérův koeficient vyjadřující intenzitu závislosti pedagogické hodnosti na pohlaví, jsou-li k dispozici následující údaje: pohlaví pedagogická hodnost odb. asistent docent profesor muž 32 15 8 žena 34 8 3 Výsledek: Podmínky dobré aproximace jsou splněny, pouze jediná teoretická četnost klesne po 5. Testová statistika K nabývá hodnoty 3,5, p = 0,1739, tedy na asymptotické hladině významnosti 0,05 nezamítáme hypotézu o nezávislosti pedagogické hodnosti a pohlaví. Cramérův koeficient: V = 0,187. Příklad 4.: 18 mužů onemocnělo určitou chorobou. Někteří z nich se léčili, jiní ne. Někteří se uzdravili, jiní zemřeli. Údaje jsou uvedeny ve čtyřpolní kontingenční tabulce. přežití léčení ano ne ano 5 3 ne 6 4 Vypočtěte a interpretujte podíl šancí. Pomocí intervalu spolehlivosti pro podíl šancí testujte na asymptotické hladině významnosti 0,05 hypotézu, že přežití nezávisí na léčení proti tvrzení, že léčení zvyšuje šance na přežití. Výsledek: , nulovou hypotézu nezamítáme asymptotické hladině významnosti 0,05, protože levostranný 95% asymptotický interval spolehlivosti pro logaritmus podílu šancí je (-1,49785; ∞).