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8.3 HYPOTHESEN, STATISTISCHE TESTS

 

 

EINFÜHRUNG

 

Du machst eine Hypothese (genannt Nullhypothese), beispielsweise dass eine vor dir liegende Münze nicht gefälscht ist , d.h. dass die Wahrscheinlichkeit für Kopf und Zahl gleich gross sind (p = ½). Oder du hast einen Würfel vor dir und machst die Hypothese, dass dieser nicht gezinkt ist, d.h. dass alle 6 Zahlen mit der gleichen Wahrscheinlichkeit p = 1/6 auftreten. In diesem Kapitel lernst du ein Verfahren kennen, um deine Hypothese zu prüfen, allerdings auch hier wieder nicht mit absoluter Sicherheit, sondern du lässt zu, dass du dich beim Verwerfen der Hypothese mit der Wahrscheinlichkeit 5 % (Signifikanzniveau)  täuschst.

PROGRAMMIERKONZEPTE: Nullhypothese, Signifikanz, Streuung, Chi-Quadrat-Test

 

 

EINE SIGNIFIKANT GEFÄLSCHTE MÜNZE

 

Gehst du von der Nullhypothese aus, dass die Münze nicht gefälscht ist und wirfst du ihn n = 100 Mal, so erhältst du eine bestimmte Anzahl k mal Kopf und n - k mal Zahl.

Wiederholst du den Hundertertest mehrmals, sagen wir z = 10000 mal, so ergibt sich eine Verteilung für k, die du durch eine Simulation bestimmen kannst. Wie du erwartest, ist sie glockenförmig um den Mittelwert m = 50 verteilt [mehr...Es handelt sich um eine Binomialverteilung, die durch eine Normalverteilung approximiert werden kann].

Du stellst dir nun die interessante Frage, in welchem Bereich +-s um den Mittelwert herum ein vorgegebener Prozentsatz, z.B. 68 % aller Hundertertests liegen. Auch s, genannt Streuung, kannst du in der Computersimulation bestimmen, indem du ausgehend vom Mittelwert nach links und nach rechts die Häufigkeitswerte aufsummierst, bis du 6800 erreichst.

 

Du zeichnest auch noch den Bereich mit 95% aller Fälle ein und erhältst etwa die doppelte Streuung (hier zwischen 40 und 60).

from gpanel import *
from random import random

n = 100 # size of the test  group
p = 0.5
z = 10000

def showDistribution():
    setColor("blue")
    lineWidth(4)
    for t in range(n + 1):
        line(t, 0, t, h[t])

def showMean():
    global mean
    count = 0
    for t in range(n + 1):
        count += h[t] * t
    mean = int(count / z + 0.5)
    setColor("red")
    lineWidth(2)
    line(mean, 0, mean, 1000)
    text(mean - 1, -30, str(mean))

def showSpreading(level):
    count = h[mean]
    for s in range(1, 20):
        count += h[mean + s] + h[mean - s]
        if count > z * level:
            break
    setColor("green")        
    lineWidth(2)
    line(mean + s, 0, mean + s, 1000)
    text(mean + s - 1, -30, str(mean + s))
    line(mean - s, 0, mean - s, 1000)
    text(mean - s - 1, -30, str(mean - s))

def sim():
    count = 0
    repeat n:
       w = random()
       if w < p:
           count +=1 
    return count   

makeGPanel(-0.1 * n, 1.1 * n, -100, 1100)
title("Coin toss,  distribution of number")
drawGrid(0, n, 0, 1000)
h = [0] * (n + 1) 

repeat z:
    k = sim()
    h[k] += 1

showDistribution()
showMean()
showSpreading(0.68)
showSpreading(0.95)
Programmcode markieren (Ctrl+C kopieren, Ctrl+V einfügen)

 

 

MEMO

 

Machst du oft eine Stichprobe mit 100 Münzen, die nicht gefälscht sind, so liegen in 68 % aller Fälle die Zahl der geworfenen Köpfe im Bereich 50 +-5, in 95% aller Fälle im Bereich 50 +-10 [mehr... Der theoretisch berechnete Wert ist ] .

Machst du also mit deiner vor dir liegenden Münze einen Hundertertest und erhältst für die Anzahl Köpfe einen Wert, der grösser als 60 oder kleiner als 40 ist, so verwirfst du die Hypothese, dass die Münze nicht gefälscht ist, d.h. du sagst, die Münze sei gefälscht. Dabei irrst du dich mit einer Wahrscheinlichkeit von 5 % (genannt Signifikanzniveau). Manchmal sagst du auch prägnant, die vorliegende Münze ist signifikant gefälscht.

 

 

EIN SIGNIFIKANT GEZINKTER WÜRFEL

 

Du hast einen Würfel vor dir und möchtest testen, ob es sich um einen fairen Würfel handelt, bei dem alle Augenzahlen mit der Wahrscheinlichkeit 1/6 auftreten. Du machst daher die Hypothese: Der Würfel ist nicht gezinkt.

Du lernst hier ein etwas anderes Verfahren als bei der Münze kennen, da bei einem Wurf nicht nur zwei, sondern 6 Möglichkeiten auftreten, nämlich die Augenzahlen 1 bis 6. Um auf sicher zu gehen, wirfst du den Würfel oftmals, sagen wir 600 mal und schreibst dir die Häufigkeiten der Augenzahlen auf.

Augenzahl
Beobachtete
Häufigkeit (u)
Theoretische Häufigkeit
(Erwartungswert e)
1
112
100
2
128
100
3
97
100
4
103
100
5
88
100
6
72
100
Total
600
600
Beobachtete und theoretische Häufigkeit

Um ein Mass für die Abweichung der Beobachtung von der Theorie einzuführen, berechnest du für jede Augenzahl die relative quadratische Abweichung (u - e)2 / e und summierst diese Werte auf. Das Resultat nennen wir χ2 (ausgesprochen "Chi-Quadrat").

Es stellt sich die interessante Frage, wie χ2 verteilt ist, d.h. mit welchen Häufigkeiten verschiedene Werte von χ2 bei vielen Sechshunderter-Versuchen auftreten. Um dies herauszufinden, führst du wieder eine Computersimulation mit 10000 Versuchen durch und bestimmst die Verteilung. Dabei rundest du der Einfachheit halber die erhaltenen Werte auf ganze Zahlen [mehr... Es ergibt sich die berühmte χ2-Verteilung für den Freiheitsgrad 6 - 1 = 5].

Gleichzeitig trägst du auch hier wieder einen kritischen Wert für χ2 ein, unterhalb der 95% aller Fälle liegen. Aus der Simulation ergibt sich s = 11 [mehr... dies ist auch der Wert, den man aus einer Tabelle für den χ2-Test
bei einem Freiheitsgrad von 5 und einer Signifikanz von 0.95 entnimmt
].

 


from gpanel import *
from random import random, randint

n = 600 # number of tosses
p = 1 / 6
z = 10000
  
def showDistribution():
    setColor("blue")
    lineWidth(4)
    for i in range(21):
        line(i, 0, i, h[i])

def showLimit(level):
    count = 0
    for i in range(21):
        count += h[i]
        if count > z * level: 
            break
    setColor("green")        
    lineWidth(2)
    line(i, 0, i, 2000)
    text(i, -80, str(i))
    return i

def chisquare(u):
    chi = 0
    e = n * p
    for i in range(1, 7):
        chi += ((u[i] - e) * (u[i] - e)) / e
    return chi

def sim():
    u = [0] * 7
    repeat n:
        t = randint(1, 6)
        u[t] += 1
    return chisquare(u)
        
makeGPanel(-2, 22, -200, 2200)
title("Chi-square simulation  is being carried out. Please wait...")
drawGrid(0, 20, 0, 2000)
h = [0] * 21

repeat z:
    c = int(sim())
    if c < 20:
        h[c] += 1
    else:
        h[20] += 1

title("Chi-square test on  the die")
showDistribution()
s = showLimit(0.95)

# Observed series
u1 = [0, 112, 128, 97, 103, 88, 72]
u2 = [0, 112, 108, 97, 113, 88, 82]
c1 = chisquare(u1)
c2 = chisquare(u2)
print "Die with", u1, "Xi-square:", c1, "loaded?", c1 > s
print "Die with", u2, "Xi-square:", c2, "loaded?", c2 > s
Programmcode markieren (Ctrl+C kopieren, Ctrl+V einfügen)

 

 

MEMO

 

Die Computersimulation ergibt folgendes Resultat: In 95% aller Fälle ist χ2 kleiner oder gleich dem kritischen Wert 11. Damit hast du ein Verfahren gefunden um zu prüfen, ob dein Würfel gezinkt ist: Du berechnest aus der beobachteten Häufigkeit χ2. Ist der Wert grösser als 11, so kannst du mit 5% Irrtumswahrscheinlichkeit sagen, dass deine Nullhypothese eines fairen Würfels falsch ist, der Würfel also gezinkt ist.

Mit den Häufigkeiten aus der oberen Tabelle ergibt sich χ2 = 18.7. Der Würfel ist also mit mit grosser Wahrscheinlichkeit  gezinkt. Mit einem anderen Würfel erwürfelst du mit 600 Würfen die Häufigkeiten u2 = [112, 108, 97, 113, 88, 82]. Da du daraus χ2 = 8.5 berechnest, ist dieser Würfel mit grosser Wahrscheinlichkeit nicht gezinkt.

 

 

UNTERSCHIEDE IM MENSCHLICHEN VERHALTEN

 

Den χ2-Test kannst du auch auf eine Untersuchung über das Verhalten von zwei Menschengruppen anwenden. Interessant ist oft die Frage, ob das Verhalten in einem bestimmten Kontext von weiblichen und männlichen Personen als statistisch unterschiedlich taxiert werden muss, oder ob sie sich beide Gruppen gleich verhalten.

Du gehst davon aus, dass in einer Sekundarschule die Verwendung von Facebook untersucht wird. Dabei werden in Parallelklassen einer Sekundarschule insgesamt 106 Mädchen (Frauen) und 86 Knaben (Männer) gefragt, ob sie ein Facebook-Konto besitzen. Die Umfrage ergibt:

 
Facebook Ja
Facebook Nein
Total
% Ja-Anteil
Frauen
87
19
106
82.0%
Männer
62
24
86
72.1%
Total
149
43
192
77.7%

Der prozentuale Anteil ist zwar bei Frauen wesentlich grösser als bei Männern. Es stellt sich aber die Frage, ob dieser Mehranteil statistisch signifikant ist.

Für die Simulation bestimmst du zuerst aus der Totalzahl n von Frauen und Männer die Wahrscheinlichkeit p, ein Konto zu besitzen:

p = (frauen_ja + maenner_ja) / n

Mit diesem Wert simulierst du mit Zufallszahlen und mit der Totalzahl der Frauen die Zahl der weiblichen Kontenbesitzer. Es ergeben sich dabei f0 Frauen mit einem Konto und f1 Frauen ohne Konto. Dasselbe machst du für Männer und es ergeben sich m0 Männer mit einem Konto und m1 Männer ohne Konto. Diese Zahlen entsprechen den Werten u bei der Berechnung von χ2.

χ 2 = Summe von (u - e)2 / e

 

Für alle vier Fälle musst du nun noch der Erwartungswert e bestimmen. Gehst du davon aus, dass p = (f0 + m0) / n  die Gesamtwahrscheinlichkeit für ein Ja  und entsprechend 1 - p die Gesamtwahrscheinlichkeit für ein Nein ist, so berechnest du

Erwartungswert Frauen-Ja: ef0 = tot Zahl Frauen * p
Erwartungswert Männer-Ja: em0 = tot Zahl Männer * p
Erwartungswert Frauen-Nein ef1

= tot Zahl Frauen * (1 - p)

Erwartungswert Männer-Nein: em1 = tot Zahl Männer * (1 - p)

Das übrige Programm bleibt gegenüber dem Würfeltest weitgehend unverändert.

from gpanel import *
from random import random

z = 10000
# survey values/polls
females_yes = 87
females_no = 19
males_yes = 62
males_no = 24

def showDistribution():
    setColor("blue")
    lineWidth(4)
    for i in range(101):
        line(i/10, 0, i/10, h[i])

def showLimit(level):
    count = 0
    for i in range(101):
        count += h[i]
        if count > level * z: 
            break
    setColor("green")        
    lineWidth(2)
    limit = i / 10
    line(limit, 0, limit, 1000)
    text(limit, -80, str(limit))
    return limit

def chisquare(f0, f1, m0, m1):
    # f: females, m: males, 0:yes, 1:no
    w = (f0 + m0) / n # probability of a yes
    # expected value
    ef0 = (f0 + f1) * w # females-yes
    em0 = (m0 + m1) * w # males-yes
    ef1 = (f0 + f1) * (1 - w) # females-no
    em1 = (m0 + m1) * (1 - w) # males-no
    # add up deviations (u - e)*(u - e) / e
    chi = (f0 - ef0) * (f0 - ef0) / ef0 \
              + (m0 - em0) * (m0 - em0) / em0 \
              + (f1 - ef1) * (f1 - ef1) / ef1 \
              + (m1 - em1) * (m1 - em1) / em1
    return chi

def sim():
    # simulate females
    f0 = 0 # yes
    f1 = 0 # no
    for i in range(females_all):
        t = random()
        if t < p:
           f0 += 1 
        else:         
           f1 += 1 
    # simulate males
    m0 = 0 # yes
    m1 = 1 # no
    for i in range(males_all):
        t = random()
        if t < p:
           m0 += 1
        else:   
           m1 += 1  
    return chisquare(f0, f1, m0, m1)
    
females_all = females_yes + females_no
males_all = males_yes + males_no
n = females_all + males_all  # all
p = (females_yes + males_yes) / n  # probability of yes for all
print "Facebook yes (all):", round(100 * p, 1), "%"
pf = females_yes / females_all
print "Facebook yes (females):", round(100 * pf, 1), "%"
pm = males_yes / males_all
print "Facebook yes (males:)", round(100 * pm, 1), "%"

makeGPanel(-1, 11, -250, 2750)
title("Chi-square test, use of Facebook")
drawGrid(0, 10, 0, 2500)
h = [0] * 101

repeat z:
    c = int(10 * sim())  # magnification factor of 10
    if c < 100:
        h[c] += 1
    else:
        h[100] += 1

showDistribution()
s = showLimit(0.95)

c = chisquare(females_yes, females_no, males_yes, males_no)
print "critical value:", s
print "observed:", c,
if c <= s:
   print "- the same behavior"
else:
   print "- not the same behavior"
Programmcode markieren (Ctrl+C kopieren, Ctrl+V einfügen)

 

 

MEMO

 

Das Resultat ist erstaunlich: Die χ2-Signifikanzgrenze liegt bei 3.8 [mehr... Der Wert entspricht dem Wert aus der χ2-Tabelle für 1 Freiheitsgrad einer Signifikanz von 0.95]. Für die Umfragewerte ergibt sich der kleinere Wert 2.7. Trotzdem bei den Mädchen der Kontenanteil wesentlich höher ist, kann also statistisch nicht bewiesen werden, dass sie sich bezüglich Facebook wesentlich von den Knaben unterscheiden.

 

 

AUFGABEN

 
1.

Ein klassischer Roulette-Tisch hat die 37 Zahlen 0..36, die mit gleicher Wahrscheinlichkeit auftreten sollten. Ein cleverer Spieler möchte gewisse Unregel feststellen, um seine Gewinnwahrscheinlichkeit zu erhöhen. Er notiert sich bei 1000 Spielen die Häufigkeit der auftretenden Zahlen und erhält

u = [20, 26, 20, 22, 20, 27, 18, 28, 21, 36, 20, 28, 25, 19, 22, 25, 33, 25, 28, 25, 32, 29, 22, 32, 28, 31, 26, 25, 32, 32, 25, 20, 25, 44, 40, 24, 45]

Überprüfe mit einem χ2-Test die Nullhypothese, dass das Roulette fair ist.


2.

Um ein Medikament zu testen, wird in einer Blindstudie einer Gruppe von kranken Personen das Medikament verschrieben und einer anderen Gruppe ein Placebo verabreicht. Nach der Behandlung ergeben sich folgende Werte:

 
Nach Behandlung
geheilt
Nach Behandlung
krank
% Geheilt-
Anteil
Mit Medikament
behandelt
22
13
62.9 %
Mit Placebo
behandelt
11
17
39.3 %

Der Anteil der Geheilten ist mit medikamentöser Therapie also wesentlich grösser als ohne. Darf angenommen werden, dass das Medikament wirksam ist?