UK FHS Historická sociologie Analýza kvantitativních dat II. Testování hypotéz (1) a asociace mezi znaky v kontingenční tabulce Jiří Šafr jiri.safr(at)seznam.cz Poslední aktualizace 26/1/2014
OBSAH 1. Princip testování statistických hypotéz Spojitá (číselná) data 2. Testování hypotéz rozdílu mezi dvěma průměry a rozptyly 3. Kategoriální data Chí-kvadrát testy dobré shody: homogenity četností kategorií jedné proměnné asociaci dvou znaků v kontingenční tabulce Chíkvadrát test pro četnosti kategorií v rámci jedné proměnné (One-dimensional "goodness of fit" test) 4. Souvislosti uvnitř kontingenční tabulky: Adjustovaná residua a znaménkové schéma (poznámky, viz jinou presentaci) 5. Vícerozměrná analýza & statistické testování hypotéz (několik poznámek) 6. Třídění třetího stupně a elaborace vztahů (několik poznámek) 7. Neparametrické testy 8. Webové nástroje pro analýzu Upozornění: Jednou tato presentace bude rozdělena min. do tří (1+2+7; 3+4; 5+6).
Princip testování statistických hypotéz
Proč testujeme hypotézy? (statistická indukce) Protože pracujeme (většinou pouze) s výběrovými daty potřebujeme vědět, zda (a do jaké míry) to, co jsme naměřili ve vzorku platí v celé populaci, tj. zda výsledky ze výběrového souboru lze zobecnit na celou populaci. Zdroj: [Příručka pro sociology 1980: 218-220]
Statistická kritéria a ověřování hypotéz K ověřeni nulové hypotézy se používá specielně zvolená náhodná veličina - statistické kriterium (K), její přesné rozdělení je známé - je v tabulkách. Pro kritérium K se volí kritická oblast - soubor hodnot kritéria, pro něž odmítáme nulovou hypotézu. Bod K je kritický bod (K kr ) tehdy, když odděluje kritickou oblast od oblasti, v níž hypotézu přijímáme. Přijetí/odmítnutí hypotézy provádíme na základě odpovídajícího statistického kriteria s určitou pravděpodobností. Zdroj: [Příručka pro sociology 1980: 218-220]
Statistická kritéria a ověřování hypotéz Předpokládáme, že nulová hypotéza je pravdivá tehdy, jestliže pravděpodobnost toho, že kriterium K bude mít hodnotu vyšší než K kr tzn. že se bude nacházet v kritické oblasti, se rovná zvolené pravděpodobnosti hladina významnosti Zdroj: [Příručka pro sociology 1980: 218-220]
Obecný postup přijetí / odmítnutí nulové hypotézy 1. zvolíme odpovídající kritérium (hl. dle typu znaku), 2. vypočítáme pozorovanou hodnotu kriteria K H (vycházíme ze zjištěného empirického rozdělení), 3. zvolíme hladinu statistické významnosti (většinou 0,05 nebo 0,01) 4. Z tabulek rozděleni kritéria K pro danou hladinu významnosti najdeme kritický bod K KR 5. Jestliže: K H > K kr nulovou hypotézu H0 odmítáme K H < K kr H0 nemůžeme zamítnout. Alternativně pomocí software spočítáme p-hodnotu (viz dále). Tento postup ovšem nelze používat mechanicky, protože
Statistická hypotéza je tvrzení o rozdělení pozorované náhodné veličiny, např. o rozdělení nějaké statistiky (parametru jako průměr, podíl, rozptyl) náhodného výběru. Pokud rozdělení výběrové statistiky známé, pak lze hypotézu formulovat přímo jako tvrzení o hodnotě parametru příslušného rozdělení (např. že určitá politická strana má podporu 25 %). Hypotéza se týká celého základního souboru, z nějž jsme vybírali (nebo který experimentálně zkoumáme), např. všech dospělých osob v ČR, ale její testování se odehrává pouze na vybraných jedincích, které jsme skutečně zkoumali. Smyslem testování je správně zobecnit z vybrané podmnožiny (výběru) na celek. [Soukup 2010: 79]
Testování statistických hypotéz Z výběrových dat vypočteme testovou statistiku na základě porovnání s kvantily rozdělení této statistiky (za předpokladu platnosti nulové hypotézy) zjistíme, zda je na zvolené hladině spolehlivosti možno nulovou hypotézu zamítnout. [Soukup 2010: 79]
Platnost H0: Testová a kritická hodnota Pokud vypočítaná testová < kritická (tabulková) hodnota nelze zamítnout H0 ( rozdíly v populaci nejsou ) K testování hypotéz podrobněji viz [Hendl 2006: 176-188]
Testování hypotéz Statistická hypotéza H0: žádný rozdíl (variabilita v datech je náhodná) testem hodnotíme sílu dokladu proti tomuto předpokladu H1: alternativní, platí, když neplatí H0 existence rozdílů / závislosti Hladina významnosti α = pravděpodobnost, že zamítneme H0, ačkoliv ona platí. míra naší ochoty smířit se s výskytem chyby. Obvykle 0,05 či 0,01, což je ale pouze konvence. Hodnota významnosti p -pravděpodobnost realizace hodnoty testovací statistiky, pokud platí H0. Dosažená hladina hodnoty p < α ukazuje na neplatnost H0. Hodnota p-value vyjadřuje nejmenší hodnotu α, při které ještě zamítneme H0 a přijmeme H1 (alternativní hypotézu).
Platnost hypotéz o základním souboru a možná rozhodnutí na základě testování chyba I. druhu když je nulová hypotéza zamítnuta, přestože H0 platí. chyba II. druhu když nulová hypotéza zamítnuta není, přestože neplatí. Kvalita testu je dána pravděpodobnostmi, s jakými tyto chyby mohou nastat (α a β v tabulce). Pro výběrový soubor nelze současně minimalizovat pravděpodobnosti obou druhů chyb. Proto se statistici rozhodli omezit riziko chyby prvního druhu na rozumnou velikost, nejčastěji na 5 % (α = 0,05). Chyba I. druhu H0 ve skutečnosti-v populaci platí, ale my jí ale zamítneme. Chyba II druhu H0 neplatí, ale my jí nezamítneme (přijmeme). [Soukup 2010: 80]
Testování hypotéz Zamítání nulové hypotézy se tedy děje nejčastěji s 5% rizikem, tj. stanovujeme pravděpodobnost zamítání nulové hypotézy při její platnosti v základním souboru na maximální hodnotu 0,05. Protože chybu druhého druhu nemáme jasně pod kontrolou, volíme v případě, že nedokážeme na základě hodnoty testové statistiky zamítnout nulovou hypotézu, opatrný závěr: nezamítáme H0 místo závěru zamítáme H1 a přijímáme H0. [Soukup 2010: 80]
Normální rozložení ukazující hladinu významnosti α = 0,05 Hladinou významnosti rozumíme pravděpodobnost zamítnutí nulové hypotézy, pakliže ve skutečnosti (v základním souboru-populaci) platí. Pokládat hodnotu za významnou na hladině 0,05 znamená, že má pravděpodobnost 0,05 nebo menší, že se vyskytne na jednom z konců normálního rozložení. Poněvadž je rozložení symetrické, jsou oba konce rozložení stejné a hladina významnosti 0,05 znamená useknutí konců ukázané v grafu vyšrafovaná plocha je pravděpodobnost 0,05/2 = 0,025. Hladina významnosti 0,05 znamená, že u 100 výběrů bude mít 5 z nich větší než očekávanou hodnotu pozorovaného rozdílu způsobenou náhodně. [Köniová a kol. 1988: 140]
Co znamená statisticky významný výsledek? Tvrzeni, že výsledky jsou statisticky významné na hladině a = 0,05 má přesně tento (a žádný jiný) význam [Rabušic, Soukup 2007: 381]: U náhodného reprezentativního výběru znamená, že riziko nesprávného zobecnění z náhodného reprezentativního výběru na cely základní soubor je nejvýše 0,05 (tj. 5 %). Např. riziko, že v základním souboru studentů není procento spokojenosti vyšší než 50 %. Jde o riziko tzv. chyby I. druhu, že nesprávně zamítneme statistickou nulovou hypotézu H0. Tj. zde hypotézu, že rozdíl mezi skutečným procentem spokojených v základním souboru a zadaným procentem 50 % je nulový. Chybně zamítneme hypotézu, že rozdíl mezi hodnotou u výběru (60 %) a pesimisticky předpokládanou možnou hodnotou v základním souboru (50 %) je jen náhodný. Tedy chybně učiníme závěr, že z výběru lze provést zobecnění (zde zobecnění, že v souboru studentů je počet spokojených větší než 50 %). Statistická významnost tedy znamená pouze, že výsledek je statisticky zobecnitelný z reprezentativníhorandomizovaného výběru na základní soubor, a to se zvoleným rizikem. [Blahuš 2000]
Testování hypotéz - důležité vlastnosti a omezení p-hodnoty nevypovídají nic o síle evidence mj. jsou závislé na velikosti výběru Nezamítnutí H0 neznamená její důkaz.
Statistická indukce a testování hypotéz zobecňování výsledků zvýběrového souboru na základní soubor Při tom musí být splněny předpoklady: - velkého náhodného výběru (n > 30) - z dostatečně velké populace (min 100x větší než plánovaný vzorek), - musí jít o výběr, pro celou populaci (census) nedává smysl Podrobně viz [Soukup, Rabušic 2007].
Chyba I. druhu. Hodnota α je pravděpodobnost zamítnutí nulové hypotézy za předpokladu, že ona platí. Chyba II. druhu. Hodnota β je pravděpodobnost nezamítnutí nulové hypotézy za předpokladu, že ona neplatí. Síla testu nebo-li 1-β je pravděpodobnost zamítnutí nulové hypotézy za předpokladu, že ona neplatí. Statistická významnost a síla testu H 0 platí H 0 neplatí Nezamítne H 0 1-α β Chyba II. druhu Zamítne H 0 α Chyba I. druhu 1-β Síla
H 0 podle rozhodnutí testu Síla testu platí neplatí H 0 ve skutečnosti platí neplatí dopouštíme se chyby II. druhu činíme správné rozhodnutí dopouštíme se chyby I. druhu činíme správné rozhodnutí Síla testu (S) = 1 - β, tj. jako pravděpodobnost, že test správně zamítne hypotézu, která ve skutečnosti neplatí.
Síla testu je určena třemi faktory Velikostí účinku (ES): hodnota efektu (např. rozdíl mezi průměry nebo velikost korelace mezi proměnnými). Alfa (α): volba menší hodnoty, čím menší tak zmenšujeme sílu. Nejčastěji α = 0.05. Velikost výběru: větší výběr větší síla. Proto při velkých výběrech i malou odchylku hodnotíme jako statisticky významnou. A na to pozor!
Velikost chyby I. a II. druhu Velikost chyby I. a II. druhu a síly testu je spolu úzce provázána. Pokud vzrůstá velikost jedné chyby, klesá velikost druhé a naopak. Jejich vzájemný vztah je také ovlivněn velikostí výběru a velikostí efektu:
Statistické testy Nejčastější statistické testy (dle testovacího kritéria): 1. Parametrické jsou vázány splněním předpokladů o parametrech základního souboru, hl. testovaná proměnná je v základní souboru normálně rozdělena: Z-test porovnání průměrů, když známe směrod. odchylku populace T-test porovnání průměrů, stejné rozptyly neznáme směrod. odchylku populace F-test porovnání rozptylů (pro více kategorií např. Oneway ANOVA) 2. Neparametrické nejsou závislé na splnění předpokladů ohledně základního souboru: Chí-kvadrát, Komolgorův-Smirnovův rozdělení ve 2populacích, Mann-Whitney test (dvouvýběrový t-test Mediánu ve dvou subpopulacích) Wilkoxnův, Konkrétní volba testu a jeho použití závisí mj. na charakteru/typu proměnné. Viz standardní učebnice statistiky, např. [Hendl 2006]
Statistické testy - Jednostranné testy (test zda hodnota leží napravo/nalevo, tj. vyšší /nižší, od očekávané hodnoty) - Dvoustranné testy: odchylky od H0 bez ohledu na směr (vyšší /nižší hodnota)
Testování hypotéz o statistické významnosti rozdílu mezi dvěma aritmetickými průměry a rozptyly
Z-test Pro testování parametrů kvantitativních proměnných (průměry, ale i rozdíly hodnot nebo korelační koeficienty) Podmínky: Náhodný výběr větší než 30, normální rozložení znaku a známe rozptyl v základním souboru (populaci) Výběrový X Populační (testovaný) μ průměr Pokud vypočítaná testová < kritická (tabulková) hodnota nelze zamítnout H0
Normální rozložení a Z-skóry Normované (standardizované) normální rozdělení N(0;1) má parametry: Průměr µ =0 Směr.odch. σ = 1 (průměr = medián = modus) Násobky Směrodatné odchylky α 10% 5% 1% z α /2 z.1 z.05 z.025 z.01 z.005 z.001 z.0005 Z 1.282 1.645 1.960 2.326 2.576 3.090 3.291 http://www.stat.tamu.edu/~west/applets/ci.html
Z-test příklad (neznáme populační rozptyl) Vypočtená hodnota Z je větší než obě tabelované hodnoty (1,96 pro α = 5 % i 2,58 pro α = 1 %), proto nulovou hypotézu zamítáme. Německé abstrakty jsou statisticky významně kratší než všechny abstrakty. [Köniová a kol. 1988: 149]
t-test: testy pro průměry Jednovýběrový t-test (One-sample t-test) rozdíl od populačního průměru μ 0 (nebo porovnání s jinou testovouteoretickou hodnotou). Hypotézou je, že střední hodnota normálního rozdělení (průměr), z něhož výběr pochází, se rovná μ 0. (např. H0: výběrová hodnota průměrného příjmu se neliší od hodnoty 10,5 tis.) T-TEST /TESTVAL 10.5 /VARIABLES prijem. Párový t-test (Pair-sampled t-test) porovnání dvou průměrů v závislých výběrech, tj. při uspořádání pozorování ve dvojicích (měřené proměnné jsou na sobě závislé). Nejčastěji jde o zjišťování velikosti či obměny znaku u téže osoby ve dvou časových okamžicích (např. názor před a po shlédnutí filmu). A nebo porovnání průměrů u dvou věcně srovnatelných proměnných, tj. hodnoty musí mít stejný rozsah. Např. intenzita sledování TV (q1_a) a intenzita chození do kina (q1_b) (H0: Průměry sou shodné.) T-TEST PAIRS q1_a WITH q1_b (PAIRED). Dvouvýběrový t-test (Independent-samples t-test) porovnání dvou průměrů v nezávislých výběrech, tj. test rozdílu průměrných hodnot znaku u dvou podskupin podle dichotomického znaku Např. Příjem (prijem) podle pohlaví (S30) (H0: Rozdíl mezi průměry v podskupinách je nulový.) Nejprve provedeme test rovnosti rozptylů různý způsob výpočtu t-testu. T-TEST GROUPS s30(1 2)/ VARIABLES prijem.
Kategoriální data Testování rozložení kategorií u jedné proměnné a asociací v kontingenční tabulce
Kontingenční tabulka a statistické testování Statistické míry a testování Nezávislost = oba znaky navzájem neovlivňují v tom, jakých konkrétních hodnot nabývají Homogenita (shodnost struktury) = očekávané četnosti jsou v políčcích každého řádku ve stejném vzájemném poměru bez ohledu na konkrétní volbu řádku test dobré shody = porovnání očekávaných četností v jednotlivých polích tabulky - za předpokladu, že hodnoty obou sledovaných znaků na sobě nezávisí - a skutečných četností. Pokud hypotéza nezávislosti (resp. homogenity) platí, má testová statistika přibližně rozdělení Chíkvadrát o (r- 1)(s-1) stupních volnosti. Hodnota testové statistiky se tedy porovná s kritickou hodnotou (kvantilem) příslušné hladiny významnosti.
Chí-kvadrát testy: test dobré shody Test pro homogenitu distribucí mezi kategoriemi znaku/ů Pro nominální znaky (i ordinální a kardinální) Nevyžaduje znalost předchozího rozdělení znaku Očekávané-teoretické frekvence lze získat buď z našich dat (u kontingenční tabulky) nebo od jinud, např. z výsledků jiného výzkumu. Odpovídá na otázku, zda jsou rozdíly mezi empirickými (pozorovanými -f O ) četnostmi a teoretickými (očekávanými -f E ) četnostmi náhodné nebo ne. Počet stupňů volnosti: df = K -1 K =počet kategorií pro kontingenční tabulku df = (r-1) (s-1) r = počet řádků s = počet sloupců v tabulce
Testovací kritérium χ 2 má rozdělení dle stupňů volnosti Vyzkoušejte na: http://www.stat.tamu.edu/~west/applets/chisqdemo1.html
V zásadě existují dvě aplikace Chíkvadrát testu 1. Test dobré shody = Homogenita četností kategorií v rámci jedné proměnné (nebo obecněji odchylka od očekávané/teoretické četnosti) One-dimensional "goodness of fit" test Na tom si dále vysvětlíme princip 2. Test nezávislosti 2 znaků Asociace dvou znaků v kontingenční tabulce (3.) Aplikace One-dimensional "goodness of fit" testu s teoretickými četnostmi od jinud (z jiného výzkumu / teorie) varianta na 1.
Chíkvadrát test odpovídá na otázku, jsou-li rozdíly mezi empirickými a teoretickými četnostmi (ve výběrových datech) náhodné nebo ne.
Chí-kvadrát testy: test dobré shody Test pro homogenitu distribucí mezi kategoriemi znaku/ů test dobré shody = shody relativních četností ni/n a hypotetických pravděpodobností. Pro nominální znaky (i ordinální a kategorizované kardinální) Nevyžaduje znalost předchozího rozdělení znaku Očekávané frekvence: dle rozložení kategorií 1 znaku nebo v kontingenční tabulce vztah 2 znaků Odpovídá na otázku, zda jsou rozdíly mezi empirickými (pozorovanými -f O ) četnostmi a teoretickými (očekávanými -f E ) četnostmi náhodné nebo ne. Počet stupňů volnosti df = (r-1) (s-1) nebo K - 1 pro jednodim.test r = počet řádků s = počet sloupců v tabulce Nebo také se lze setkat s určením stupňů volnosti df = k - 1 r, kde k - počet kategorií r - počet parametrů předpokládaného rozdělní, kdy v tabulce třídění 1. stupně je r =2
1. Chí-kvadrát test dobré shody homogenity četností kategorií v rámci jedné proměnné Obecně: ověřujeme odchylku od očekávané/teoretické četnosti Očekávané-teoretické četnosti určujeme buď na základě rozložení v datovém souboru nebo dle teorie, např. porovnání s hodnotou z jiného výzkumu
1. Test dobré shody - jednodimenzionální Chí-kvadrát test: Shoda s teoretickými četnostmi Hypotéza o rovnoměrném zastoupení kategorií 1. znaku. Například: shodné zastoupení kategorií věku Pozorované absolutní četnosti kategorií věku (tabulka třídění 1.stupně, absolutní četnosti): 1. Velmi nízký 5 2. Střední 10 3. Vysoký 9 Celkem 24 H0: počet respondentů je ve všech kategoriích stejný Očekávané (teoretické) četnosti = 24 : 3 = 8.
1. Chí-kvadrát test pro homogenitu kategorií uvnitř jednoho znaku H0: Počet respondentů je ve všech kategoriích stejný. Ověřujeme model stejných pravděpodobností (equal probabibilities) Příklad. pozorované absolutní četnosti kategorií: [Příručka pro sociology 1980: 221-222] Očekávané (teoretické) četnosti = 24 : 3 = 8 Pozorované: Stejná proporce zastoupení kategorií (33,3 % / 33,3 % / 33,3 %) Očekávané: Vypočítanou hodnotu χ 2 porovnáme s kritickou hodnotou z tabulek (viz dále)
Jednodimenzionální Chí-kvadrát test dobré shody Nulová hypotéza vyjadřuje očekávání, že pozorované a očekávané četnosti se neliší. Určení stupňů volnosti df = k - 1 k -počet kategorií Kritický bod z tabulky statistické významnosti pro hladinu statistické významnosti Alpha 0,05 Pokud vypočítaná χ 2 < χ 2 kritická hodnota nelze zamítnout H0 (= četnosti jsou mezi kategoriemi stejné).
Zpět do příkladu Kritickou hodnotu χ 2 najdeme pro v tabulkách pro zvolenou hladinu významnosti α a počtu stupňů volnosti df zde: df = k 1 kde k počet kategorií znaku a r je počet parametrů předpokládaného rozdělení, které hodnotíme na základě výběrového souboru (např. pro normální rozdělení dva parametry: μ a s 2 ) Zde je to 3 kategorie znaku a 1 parametr (relativ. podíl): df = 3 1 = 2 Najdeme tabulkovou kritickou hodnotu χ 2 krit = 5,991 (viz dále) Protože ta je vyšší než námi naměřená χ 2 = 1,74 rozložení četností odpovídá H0 nemůžeme H0 zamítnout, tj. rozdíly mezi skupinami v populaci nejsou. Obecně v kontingenční tabulce (pro dva znaky) je počet stupňů volnosti df = (r-1) (s-1) (viz dále) r = počet řádků s = počet sloupců v tabulce
Určení kritické hodnoty χ2 v tabulce Stupeň volnosti Hladina významnosti (α)
a nebo vyhodnocení podle hodnoty významnosti p-value Spočítali jsme: Chisq = 1,74 df =2 Při převodu testovací statistiky (zde Chisq) na p-hodnotu hledáme plochu pod normální křivkou pro hodnoty nad námi naměřenou hodnotou (zde 1,74). V grafu tak odečteme: Plochy pod hustotou na obou stranách rozdělení - každá má velikost 0,2095 násobíme 2x, protože jde o dvoustranný test (musíme brát v úvahu oba konce statistiky) p-hodnota = 0,2095 x 2 = 0,419 Ta je vyšší než 0,05 proto nulovou hypotézu nemůžeme zamítnout. p-hodnota je pravděpodobnost výskytu námi spočtené hodnoty testové statistiky, za předpokladu, že platí nulová hypotéza. Vyjadřuje nejmenší hodnotu α, při které ještě zamítneme H0 a přijmeme H1. Výpočet lze znázornit na: http://www.stat.tamu.edu/~west/applets/chisqdemo.html P-hodnotu nám spočítá většina statistických programů. Více k principu hladiny významnosti při testování hypotéz viz [Hendl 2009: 181-191], pro Chíkvadrát test [314-323].
Chí-kvadrát test test nezávislosti polí v tabulce Nulová hypotéza o nezávislosti odpovídá na otázku, zda jsou rozdíly mezi empirickýmipozorovanými a teoretickými četnostmi náhodné nebo ne. Očekávané četnosti lze získat z hodnot v populaci nebo porovnávat s teoretickou hodnotou, např. z jiného výzkumu. Nejčastěji třídíme údaje podle dvou nebo více znaků v kontingenční tabulce. (viz dále) Lze aplikovat na již existující agregovaná data (publikované tabulky apod.) Příklad: porovnání vzdělanostní struktury v kohortě 50-64 a 65-79 (data ISSP 2007)
2. Chí-kvadrát test pro asociaci dvou znaků v kontingenční tabulce hypotéza homogenity (nezávislost mezi zkoumanými znaky) Očekávané-teoretické četnosti předpoklad nezávislosti četností znaku A a B, určujeme je na základě rozložení v datovém souboru: jsou dány marginálními distribucemi sledovaných znaků Řešíme podobný problém jako v analýze rozptylu (porovnání shody průměrů v podskupinách).
Příklad: Čtení knih a vzdělání Očekávaná četnost pro dané políčko = násobek odpovídajících marginálních četností vydělíme celkovou sumou četností Např. pro f E 11 je 645*173/1202 = 92,8 Postup pro ruční výpočet
V SPSS: Očekávané četnosti (Expected count) a empirické (=absolutní) četnosti (Count) Příklad: Čtení knih a vzdělání
Příklad: Čtení knih a vzdělání df = (5-1)(3-1) = 8 při Alpha 0,05 naměřená hodnota χ 2 = 112,17 > χ 2 krit = 15,507 nemůžeme přijmout (zamítáme) H0 o nezávislosti, tj., že ve čtení nejsou rozdíly mezi vzdělanostními kategoriemi alespoň u jedné kategorie (buňce v tabulce) v porovnání s ostatními kategoriemi tabulky se liší očekávané od empirických četností (Test říká, že tuto skutečnost nalezneme s 95 % jistotou v celé populaci.) Místo porovnání hodnoty testovacího kritéria s kritickými tabulkovými hodnotami se pro rozhodování o nulové hypotéze používá také p-hodnota, či significance kterou zjistíme pomocí statistického software (princip viz dále). p < α zamítáme H0 p > α nelze zamítnout H0
P-value úroveň statistické významnosti (level of significance) Hodnota p-value vyjadřuje nejmenší hodnotu α, při které ještě zamítneme H0 a přijmeme H1 (alternativní hypotézu). Ve výstupech SPSS: Asymp. Sig. (2-sided) Formálně tedy stačí porovnat zvolené α s vypočtenou hodnotou p a zamítnout H0, pokud α > p, a naopak α < p. Výstupy z počítačových programů bohužel svádí k tomu, abychom hladinu α předem nevolili a hodnotili věrohodnost hypotéz až podle vypočtené hodnoty p. [Hebák 1995: 84-85] Hladina významnosti α = pravděpodobnost, že zamítneme H0, ačkoliv ona platí. míra naší ochoty smířit se s výskytem chyby.
Zpět do příkladu p-value úroveň statistické významnosti Chis = 112.2 df = 8
Kontingenční tabulka a testy dobré shody pozor na: Pro použití testů založených na testu dobré shody (test nezávislosti nebo homogenity) je třeba, aby se v tabulce nevyskytlo méně než 20 % políček, v nichž by očekávané četnosti byly menší než 5. V případě, že se tak stane, můžeme zvážit transformaci sloučení některých méně obsazených kategorií (např. "ano" a "spíše ano"). Testování hypotéz můžeme provádět pouze na výběrovém souboru, tj. ne na celé populaci (census), navíc data musí být pořízena náhodným výběrem.
Kontingenční tabulka -vyjádření vztahů kategorií Statistika Chíkvadrát nevypovídá nic o síle vztahu, pouze zamítá/nezamítá nulovou hypotézu o závislosti nebo homogenitě na dané hladině významnosti alfa. Pro zjištění síly vztahu - koeficienty asociace (obdobné korelaci, např. CC), - znaménkové schéma adjustovaná residua - podíl šancí (OR), - u ordinálních veličin korelační koef. dle pořadí. Odlišné testy pro nominální a ordinální proměnné (jedna / obě).
Vícerozměrná analýza & statistické testování hypotéz Vztahy mezi dvěma a více proměnnými
Úkoly v SPSS: souvisí čtení knih (q1_d) s věkem (vekkat)? Souvisí Pocit, že je uspěchaný ve volném čase (q5a_b) a lokalita bydliště (S21)
Další příklady výpočtu Chíkvadrátu pro vztah dvou proměnných
příklad Chí-kvadrát testu (2-dim) Kouření marihuany u žáků 9 a 12 třídy Zdroj: [Thyer, B. A. 2001.The Handbook of SOCIAL WORK RESEARCH METHODS.]
Příklad Chí-kvadrát test: pozorované a teoretické četnosti, stupně volnosti
Příklad Chí-kvadrát test: Výpočet 2x2 tabulka je rozepsána jako had v řádcích Chíkvadrát kritický z tabulek > Chíkvadrát dosažený (naměřený) Ho nelze zamítnout = homogenita mezi kategoriemi
Pouhý celkový test homogenity polí kontingenční tabulky sociologovi ovšem nestačí. A tedy co dál? U kterých kategorií je v kontingenční tabulce souvislost silnější a u kterých slabší? Viz presentace Kontingenční tabulka: vztahy mezi kategorizovanými znaky
Adjustovaná residua Znaménkové schéma CROSSTABS: Adj. standardised (v SPSS / PSPP) Adjustovaná residua Residuum v daném políčku tabulky (=pozorovaná (observed) minus očekávaná (expected) hodnota) dělený odhadem vlastní standardní chyby. Odpovídající standardizovaný residuál je vyjádřen v jednotkách směrodatné odchylky nad nebo pod průměrem. Znaménkové schéma jednoduchá vizualizace 'kde abs(z) >= 3.29 nahradí +++ resp. ---, 'kde abs(z) >= 2.58 nahradí ++ resp. --, 'kde abs(z) >= 1.96 nahradí + resp. -. Podrobněji viz prezentaci AKD2_kontg_tab.ppt
Znaménkové schéma Kritérium v daném políčku tabulky (Adjustované residuum) označuje významnost rozdílu mezi empirickým zjištěnou četností a teoretickou (očekávanou) četností. Umožňuje rychlou orientaci mezi dvěma znaky.
Test odchylky od nezávislosti v poli tabulky: Adjustovaná residua a znaménkové schéma Více viz AKD2_kontg_tab.ppt
Procvičit v SPSS 0. kontrola absolutních četností v jednotlivých polích transformace (sloučení) 1. správně orientovaná procenta 2. chíkvadrát test nezávislosti (tabulky jako celku) 3. adjustovaná residua a znaménkové schéma k detekování významných odchylek Úkol: Pohlaví a volil v 2006 Náboženské vyznání x Volil 2006 Náboženské vyznání x Velikost bydliště Náboženské vyznání x Velikost bydliště x Volil 2006
Úkol Procvičit v SPSS 2 x 2 tabulky Pohlaví a volil v 2006 Pohlaví a Vzdělání n x n Velikost bydliště x Vzdělání sloučení nebo vybraná pole tabulky
S tříděním druhého stupně bychom se neměli spokojit. Třídění třetího stupně a elaborace vztahů viz prezentace: Kontingenční tabulka: vztahy mezi kategorizovanými znaky (AKD2_kontg_tab.ppt) a Standardizace v kontingenční tabulce kontrola vlivu 3 faktoru (AKD2_kontg_tab_standardizace.ppt)
Vyloučení (posouzení) vlivu třetí proměnné Třídění 3 stupně Kontingenční tabulka A x B x C Příklad pro tři proměnné: Volil (závislá) x VŠ (nezávislá-vysvětlující) x Pohlaví (nezávislá kontrolní) Sledujeme vztah mezi A a B odděleně v kategoriích C, nejjednodušeji pomocí koeficientů asociace/korelace (kontingenční koef., Cramérovo V, Phi, pořadové korelace Spermanovo Rho, TauB), detailněji pak klasicky % rozdíly mezi kategoriemi nebo adjustovaná residua. Parciální korelace pro spojité proměnné Multivariační metody (např. regresní analýza, vícerozm. analýzu rozptylu ANOVA)
3. Chíkvadrát test pro četnosti kategorií v rámci jedné proměnné (One-dimensional "goodness of fit" test) aneb, když máme teoretickéočekávané hodnoty odjinud než z očekávaných hodnot z distribuce v našich datech
One-dimensional "goodness of fit" test Cílem je ověřit hypotézu o shodnosti četností kategorií u jedné proměnné od jiného určitého očekávaného-teoretického rozložení, které je dáno informací mimo naše data, kupříkladu teorií nebo předchozími výsledky z jiného výzkumu (časově / mezinárodně).
One-dimensional "goodness of fit" test Situace je stejná jako u prvního příkladu s testem rovnoměrného zastoupení kategorií jednoho znaku Ale místo očekávané četnosti dané rovnoměrným zastoupením kategorií vstupujeme s teoretickými četnostmi, např. z předchozího výzkumu. V SPSS je situace pomocí NPAR TEST složitější: vstoupit s tabelárními daty je obtížné (viz finta DATA ENTRY s pomocí vážení vyjadřujícím podíly v syntaxu) Existují ale nástroje pro analýzu tabelárních dat (tj. pro agregované výsledky) http://vassarstats.net/csfit.html
Chí-kvadrát test: změna v čase Teoretickou četností zde není poměrové rozložení ale hodnota z předchozí etapy (výzkumu). Je podle vašeho názoru nabídka kulturních žánrů v našem městě dostatečná? Ano Neví Ne Epirická četnost (2010) 65 28 6,7 Teoretická četnost (2007) 60 34 6 Chí-kvadr 1,53 tabulková hodnota (pro 5 %) 5,99 Vypočítaná hodnota Chisq je menší než tabulková-kritická hodnota. Platí H0 o "nerozdílu (rozdíl v četnostech je způsoben náhodnými faktory).
Pozor: Zadáváme absolutní četnosti a v tomto případě musíme mít vypnuté vážení (WEIGHT OFF) a hodnoty musíme mít převážené na stejnou velikost výběru. Ukázka v SPSS: porovnání v čase pomocí Chíkvadrátu Porovnání proměny vzdělanostní struktury mezi kohortami 50-64 a 65-79 letých. kohorta 65-79 představuje teoretickéočekávané hodnoty (info o očekávané četnosti zde máme z jednoho výzkumu, ale pro různé podskupiny věku) V tomto příkladu máme mikrodata (jednotlivé případy=respondenty v datech) pro věkovou kategorii 50-64 let a jejich vzdělanostní zastoupení testujeme proti teoretickým hodnotám pro věkovou kategorii 65-79, které máme také z těchto dat, ale už jako agregovaný výstup (tabulka třídění 1.stupně) 1 ZŠ 2 VYUČ 3 SŠ 4 VŠ 50-64 let NPAR TESTS /CHISQUARE =vzd4 /EXPECTED= 52 135 72 17 /STATISTICS DESCRIPTIVES /MISSING ANALYSIS. 48 165 125 17 355 65-79 let 52 135 72 17 276
One-dimensional "goodness of fit" test Jiné statistické balíky mají možnost vstupu s tabelárními daty (kontingenční tabulka), http://vassarstats.net/csfit.html Očekávané četnosti (Expected values) zde lze vkládat buď jako absolutní četnosti nebo i jako podíly, tj. procenta. v SPSS můžeme pouze složitě načíst tabulku jako vážená data (pomocí váhy definujeme frekvence polí v tabulce) viz http://metodykv.wz.cz/syntaxy/data_input.sps
One-dimensional "goodness of fit" test. Příklad 3. Porovnání distribuce vzdělanostních kategorií ve dvou věkových kohortách. Vstupní data (absolutní četnosti): vzdělání v kohortě 1945-50 (=očekávanáteoretická četnost) a kohortě 1951-56 (=empirická námi naměřená četnost) Ověřujeme nulovou hypotézu H0: Vzdělanostní struktura se mezi kohortami 45-50 a 51-56 neproměnila. Jinými slovy, distribuce četností kategorií vzdělání je pro sledované kohorty stejná. Poznámka: Zde máme (retrospektivní) informaci z jednoho výzkumu, nicméně pro dvě podskupiny. Tím tak pouze simulujeme situaci, kdybychom porovnávali kohorty zkoumané v odlišných dobách resp. výzkumech (což samozřejmě není zcela přesné).
Pozor: Suma očekávaných (Expected) četností musí být shodná jako u pozorovaných četností Příkaz NPAR TESTS v SPSS bere i pravděpodobnosti (%). vzd3 Vzdělání (3k.) Výstup z NPAR TESTS Původní četnosti z Frequencies upraveno na stejnou sumu Observed N Expected N Expected % Expected N Expected %? narozeni 1945-50? narozeni 1951-56 1 ZŠ+VY 56 66,2 0,736 64 0,736 2 SŠ 27 18,6 0,207 18 0,207 3 VŠ 7 5,2 0,058 5 0,057 Total 90 90 suma 87 1
One-dimensional "goodness of fit" test. Příklad 3. Řešení v SPSS Chi-Square Test pomocí NPAR TESTS Poznámka: zde provádíme výpočet pro kohortu 1951-56 na původních individuálních datech a tu porovnáváme s očekávanými četnostmi v kohortě 1945-50 (64 18 5), které jsme si spočítali dříve pomocí Crosstabs (tím vlastně simulujeme data z jiné doby - výzkumu). *nejprve zapneme filtr pro kohortu 1951-56. FILTER BY vek18_1951_56. NPAR TESTS /CHISQUARE = vzd3 /EXPECTED = 64 18 5 /STATISTICS DESCRIPTIVES /MISSING ANALYSIS. Dosažená p hodnota je hraniční, tabulkový Chíkvadrát je χ 2 krit = 5,991 Proto raději hypotézu H0 (shoda s teoretickými četnostmi) nezamítneme.
Dtto na tabulárních datech pomocí aplikace http://vassarstats.net/csfit.html
Ale pozor: Suma očekávaných (Expected) četností musí být shodná jako u pozorovaných četností http://vassarstats.net/csfit.html Příkaz NPAR v SPSS to přepočítá automaticky, zde musíme sami (např. v Excelu)
Neparametrické testy (Non-parametric Tests) Parametrické metody předpokládají: náhodný výběr, normální rozdělní (distribuce znaku), velké výběry z populace, známé (shodné) rozptyly v sub/populacích, z nichž byl proveden výběr Neparametrické metody: - nezávislé na rozdělní -méně citlivé na odchylky extrémních hodnot - i pro výběry velmi malého rozsahu - vhodné pro nominální i ordinální znaky Ale dochází častěji k chybnému nezamítnutí nepravdivé H0. Chí-kvadrát testy,
Webové nástroje pro analýzu Index of On-line Stats Calculators http://www.physics.csbsju.edu/stats/index.html Exact r c Contingency Table: http://www.physics.csbsju.edu/stats/exact_nrow_ncolumn_form.html Statistical Calculations http://statpages.org/ R. Webster West applets http://www.stat.tamu.edu/~west/ http://www.stat.tamu.edu/~west/ph/ Učebnice: Interstat - hypertextová interaktivní učebnice statistiky pro ekonomy http://www.stahroun.me.cz/interstat/ Statnotes: Topics in Multivariate Analysis, by G. David Garson http://faculty.chass.ncsu.edu/garson/pa765/index.htm StatSoft - Elektronická učebnice statistiky (anglicky) http://www.statsoft.cz/page/index2.php?pg=navigace&nav=31 http://www.statsoft.com/textbook/