Prezentace se nahrává, počkejte prosím

Prezentace se nahrává, počkejte prosím

Quantitative Data Analysis II. Standard error and confidence intervals (1.) – introduction to inferential statistics, SE and CI for numerical variables.

Podobné prezentace


Prezentace na téma: "Quantitative Data Analysis II. Standard error and confidence intervals (1.) – introduction to inferential statistics, SE and CI for numerical variables."— Transkript prezentace:

1 Quantitative Data Analysis II. Standard error and confidence intervals (1.) – introduction to inferential statistics, SE and CI for numerical variables (means) Jiří Šafr jiri.safr(AT)seznam.cz updated 25/11/2014 UK FHS Historical sociology (2014+)

2 2 Content Logika měření ve výběrových šetřeních: chyby měření Principy inferenční statistiky a intervalového odhadu Co předchází výpočtu intervalu spolehlivosti: 1. Standardní (směrodatná) chyba K čemu je standardní chyba (SE)? SE pro kardinální znaky (průměr) a pro nominální (P resp. %) 2. koeficient spolehlivosti (z-values) - krátký exkurz do normálního rozložení a teorie pravděpodobnosti Využití CfI Simultánní intervaly spolehlivosti Standardní chyba a intervaly spolehlivosti pro další parametry (korelační koeficient, medián, rozdíl podílů)

3 3 Chyby měření Při interpretaci a analýze výsledků z výběrových dat je třeba mít neustále na paměti, že vznikly zpracováním dat získaných z výběrového šetření (populace→vzorek). → všechny (publikované) údaje jsou pouze odhady zatížené určitou chybou a nikoliv přesná čísla. Total error has two components: sampling and non-sampling.

4 4 Non-sampling error Nonsampling error is caused by phenomena such as subject nonresponse and misreporting of answers that are not associated with the actual sampling process. [Assael, Keon 1982] It occurs in all kind of research (thus including census) It originates because: –Poor work during preparatory stage (conceptualization, operationalisation) –Reluctance of respondents to convey full and faithful information etc. → validity –Imperfect methodology, its imprecise observance –Inaccurate procedures in data processing It can be influenced by precise procedures during all stages of research It is very difficult to appraise its impact on the results (one way is to compare our results with data from census, if we have them) (We will not deal with it further.)

5 5 Sampling Error Population → sample → population Vybírá se náhodně (bez vracení) pouze jeden výběrový soubor a údaje z něho reprezentují základní soubor (populaci). Chybu způsobenou volbou výběrového souboru lze s určitou předem zvolenou pravděpodobností vymezit na základě teorie výběrových šetření Random sampling error is encountered in survey research because the sample selected is not a perfect representation of the test population. [Assael, Keon 1982]

6 6 Results from survey samples are always only estimation of the true parameter (in population). Their accuracy is dependent mainly on sample size and distribution of values (variance). Orientational tool: for large samples from large (national) population, ca N=1000, the true (population) relative frequencies (percent) range in these intervals: However we will learn, how to compute it exactly and for whichever value and/or parameter (level of measurement) (e.g. %, mean, % point difference, correlation, …) Source: [Special Eurobarometer 337]

7 7 Přesnost → chyby měření Surveys using (random) samples in social sciences are burden with:. Nonsampling error: odmítnutí odpovědi, chyby při pořizování dotazníku. → nelze kvantifikovat vychýlení odhadu. (ty se objevují i v případě šetření celé populace - cenzu) Sampling error: vznikající vztažením charakteristik výběrového souboru na celý základní soubor vliv: velikosti výběru, metody výběru, velikosti populace lze je interpretovat pomocí tzv. intervalů spolehlivosti = intervaly zkonstruované kolem bodového odhadu tak, že s určitou pravděpodobností skutečná hodnota odhadované charakteristiky (tj. v celé populaci) leží právě v tomto intervalu. Nejčastěji se u odhadů konstruuje 95% interval spolehlivosti v něm s 95% pravděpodobností leží skutečná hodnota odhadované charakteristiky (připouštíme 5 % chybu)

8 8 Extent of sampling error Can be expressed as Standard error - bodovým odhadem rozptylu/směrodatné odchylky nebo Confidence interval → estimating the precision of an estimate Nejčastěji se okolo odhadu konstruuje tzv. 95 % interval spolehlivosti (vynásobením směrodatné odchylky odhadu kvantilem normovaného normálního rozdělení, tj. hodnotou 1,96). → interval, ve kterém s 95 % pravděpodobností leží skutečná hodnota odhadované charakteristiky

9 9 Measurement error Pravděpodobnostní výběry nikdy nedávají statistiky (změřené hodnoty ve vzorku) přesně odpovídající parametru (hodnotám v celé v populaci) T = M + e T = true value (within population) M = measured value of T e = measurement error

10 10 Confidence interval Margin of error suma všech možných výběrových chyb, která kvantifikuje nejistotu výsledků měření → pravděpodobnostní interval ± (např. 95% interval spolehlivosti určuje rozpětí kolem naměřené hodnoty) It is influenced by: sample size, method of (random) sampling, population size 95 % Confidence interval → jsme si jistí, že naše výběrová data z 95 % (tj. námi zvolená spolehlivost) budou obsahovat skutečnou hodnotu v celé populaci

11 11 Confidence interval (CI) → principle of interval estimate Odhadujeme parametry základního souboru (populace) jsou-li nám známy pouze charakteristiky výběru Při intervalovém odhadování se charakteristika základního souboru popisuje pomocí intervalu, k níž se přidává pravděpodobnost, že odhad bude správný → spolehlivost odhadu (1-α). Použití pro průměr, podíl (%), rozptyl, korelační koeficient … Generally CfI can be expressed: Point estimate ± Coeficient of confidence for choosen level of statistical error x Standard error of estimate Např. pro 95 % CfI a procentní údaj ohledně účasti ve volbách: Se spolehlivostí 95 % můžeme tvrdit, že podle zjištění výzkumu půjde volit 62,8 % (± 2,7 %) občanů, tj. v rozmezí 60,1 až 65,5 %.

12 12 Výsledky výběrových šetření jsou vždy jen odhadem skutečného parametru (v populaci). Jejich přesnost je závislá především na velikosti výběrového souboru a podílu hodnot daného znaku. Orientační pomůcka: pro vzorek z velké (národní) populace cca N=1000 se skutečné (populační) relativní četnosti (procenta) pohybují v těchto intervalech: My si ale dále ukážeme, jak to spočítat přesně a navíc pro jakoukoliv hodnotu a míru (%, průměr, rozdíl %, korelace, …) Zdroj: [Special Eurobarometer 337]

13 13 Interval spolehlivosti Interval spolehlivosti volíme. Například zvolíme-li 95 %, znamená to, že parametr naměřený ve výběrovém souboru (např. průměr) se bude v celé populaci nacházet v daném intervalu. Nebo obráceně: Zvolená chyba (alpha) např. 5%, je pravděpodobnost, že průměr (nebo jiná míra) nebude v celé populaci (jejíž vlastnosti z výběru zjišťujeme) mezi spočítaným intervalem a to díky náhodě. → 5% pravděpodobnost (type I error), znamená že naměřený rozdíl existuje (např., že lidé budou volit kandidáta X) oproti tomu, že naměřený rozdíl je ve skutečnosti způsoben tím, že vzorek je nereprezentativní.

14 14 Nejprve ujasnění pojmů (pro jistotu) Variance = dispersion of values of variable Standard deviation is square root of variance Standard error (e.g. of mean) je vyjádřením nepřesnosti měření odhadu K jejímu odhadu můžeme použít právě směrodatnou odchylku (v případě průměru), for computation see later

15 15 Principle of inferential statistics – numeric variable distribution of mean(s) in random sample(s) from population Ze vzorku víme, že průměrný příjem je 18tis$ (→ bodový odhad), jaký je ale skutečný populační průměr (tj. v celém základním souboru)? Protože víme, že výběrový průměr je zatížen výběrovou chybou, nemůžeme se na tento bodový odhad spolehnout. Potřebujeme zjistit, „jak přesně náš vzorek měří“. Pokud máme náhodný výběr, odpověď nám dá teorie pravděpodobnosti. Pokud bychom provedli velké množství náhodných výběrů, budeme se postupně blížit ke skutečné populační hodnotě průměrného příjmu. Rozložení hodnot ve vzorku se bude blížit tzv. normálnímu rozložení (Gaussian distribution). [De Vaus 1986: 116]

16 16 Principle of inferential statistics – categorial variables distribution of probability(i.e. %) in random sample(s) from population ditto for percentage. Na ose X je podíl (relativní počet výskytu) odpovědí pro volbu konzervativní strany v mnoha náhodných výběrech. S rostoucím počtem opakovaných náhodných výběrů se odhadovaná hodnota % blíží skutečné hodnotě v populaci. [De Vaus (1986) 2002: 304]

17 17 Binomial distribution Náhodný výběr 4000 osob, se rozdělí na skupiny po 40 osobách, vznikne tak 100 dílčích náhodných výběrů. Toto rozdělení odpovídá jako při dotazování u 100 reprezentativních průřezů. Tyto dílčí náhodné výběry však nemají stejné procento osob, které chodí do kostela jen „málokdy“. Podle zákona velkých čísel musí přitom menší odchylky vystupovat častěji než velké. [Noelleová 1968: 115] Podíl 27,5 % osob, které „málokdy“ navštěvuji kostel, tj. 11 ze 40 dotazovaných, vystupuje např. u 18 ze 100 dílčích náhodných výběrů, naproti tomu jen v jednom výběru je podíl 10 % = 4 ze 40 dotazovaných. Z křivky zvonovitého tvaru lze vyčíst, jaké rozdělení by se dalo očekávat v mezním případě, kdyby se neprošetřovalo pouze 100, ale libovolné množství dílčích náhodných výběrů.

18 What precedes computation of confidence interval: 1. Standard error And its calculation precedes computation of 0. variance/standard deviation (2. level of confidence → z-values) (general principle and how to obtain)

19 19 Standard error and estimation of the parameter (e.g. mean) or generally standard error of a sample It quantifies uncertainty of our measuring for mean: StD Error (of mean) SE = for percent (%): StD Error (of proportion) SE = Note: Probability, i.e. proportion (%) is in fact a mean of number of observations, so we calculate SE for proportion essentially in the same way as SE of mean (standard deviation of proportion divided by square root of sample size).

20 20 Standard error Is smaller when sample size increases (accuracy of parameter estimate increases) Increasing sample size twice, the confidence interval decreases only 1,41 times (√k-multiplicatively), that's why for twofold accuracy we need quadruple sample size Obvykle nám stačí pokud je pravděpodobnost, že cca 2/3 naměřených hodnot leží v rozsahu hranice průměru nebo +/- 1 jejich vlastní standardní chyby (SE)

21 21 What standard error (SE) is for? It specifies, how (in)accurate are our results for omputation of confidence interval for testing, whether two (ore more) parameters are different (in population) for testing, whether a sample parameter is significantly (statistically) different from zero in population (dělíme-li např. korelační koeficient r jeho SE a dostaneme-li číslo větší než 2, pak je s 95% pravděpodobností korelace nenulová, tj. existuje i v celé populaci)

22 Small excursus into statistical distribution Not onf for the reason we could deduce Z-values for coefficient C - level of confidence (attributes of normal - Gaussian distribution will be also applied to testing hypothesis)

23 23 Normální rozložení – rozsah oblastí pod křivkou Pravděpodobnosti pozorování náhodné proměnné Rozdíl mezi 2 až 3 StD odpovídá 5 % plochy pod křivkou normálního rozložení. Pravděpodobnost, že se (hodnota) pozorování vyskytne: -nad bodem E je 0,025 -mezi body A a E je 0,95 → 95 % interval spolehlivosti Tato vlastnost normálního rozložení nám umožňuje činit odhad parametrů základního souboru, známe-li pouze charakteristiky výběru. Pravděpodobnosti pozorování hodnot, odpovídají oblastem pod křivkou Procenta plochy pod křivkou Multiples of standard deviation

24 24 Standard deviation and confidence interval Normal distribution Multiples of standard deviation

25 25 z-values → koeficient spolehlivosti (C) for given level of significance (α) → we choose α, according to, how accurate results we want to present (mostly 5%) α 10%5% 1% z α/2 z.1 z.05 z.025 z.01 z.005 z.001 z.0005 C ,5 % α = 5 % α = 1 % Multiples of standard deviation

26 and back to computation of confidence interval

27 27 Confidence interval ( assumptions ) Further we will consider only Two-sided confidence interval (there is also one-sided CI, when we determine only either Upper or Lower bound) for simple random sample and for large samples (n > 30) We assume at least normal distribution of values of the phenomenon (which is in social reality mostly on principle unrealistic)

28 Confidence interval For numeric variable → Mean and Standard deviation Reminder from QDA I.

29 29 Odhad parametru (např. průměru) v populaci na základě výběrového vzorku Standardní chyba průměru StD Error (of mean) SE =√s 2 /n nebo SE = s/√n kde s 2 je rozptyl (ve výběrovém vzorku) nebo s je směrodatná odchylka 95 % konfidenční interval CI pro výběrový průměr X = X ± C * SE kde C = 1,96 (pro 95 % CI) → z-hodnota Prezentujeme buď dvě čísla: průměr ± konfidenční interval nebo tři čísla: dolní mez - průměr - horní mez.

30 30 Výpočet konfidenčního intervalu výběrového průměru Hypotetická populace Průměr v celé populaci μ = 8 Náhodný výběr 2 jednotek (např. dětí v ulici) A (=2) a D (=10) Průměr ve výběru X = (2+10)/2 = 6 Rozptyl (s 2 ) je ve výběru 32 → směrodatná odchylka (s) CI = X ± 1,96 * 4 = 6 ± 7,84 → -1,84 až 13,84 To znamená, že z námi vypočteného bodového odhadu průměrného věku ve výběru (6 let) můžeme usuzovat, že v celé populaci se jeho hodnota s přesností 95 % pohybuje v rozmezí -1,8 až 13,8. (Což je zde jistě neproduktivní informace.) jednotkyABCDEF hodnoty Např. věk dětí v ulici

31 Rozdíl: populace / výběr, StD a SE → Vek_AKD2_ xls

32 32 Application of CI Description (estimation) of specific parameter in population which we measure only using sample estimation (eg. mean, %, correlation) → EXPLORE Comparison of difference in values of two (or more) variables – testing hypothesis (→ Do boundaries of confidence intervals overlap?), e.g. in graph with Error-Bars: A) vzájemné porovnání rozdílů hodnot (průměrů) u sady několika proměnných měřených na stejné škále (např. obliba 8 TV žánrů) B) Hodnoty průměrů jedné proměnné v podskupinách – kategoriích vysvětlujícího znaku (např. průměr příjmu v kategoriích vzdělání). C) comparison of our results with results from some other survey (e.g. time perspective or interational comparison)

33 33 Porovnání rozdílů hodnot (průměrů) pomocí „překryvu“ intervalů spolehlivosti B) Příjem v podskupinách podle vzdělání A) Obliba 8 TV žánrů GRAPH ERROR (CI) prijem BY vzd4.GRAPH ERROR (CI) k31_a TO k31_h. Zdroj: Kultura 2011Zdroj: CVVM

34 34 In SPSS: Confidence interval for numeric variable → mean E.g. within EXPLORE (in syntax it is named EXAMINE): EXAMINE variable-name. */ → univariate statistics incl. graphs. EXAMINE income /PLOT NONE /STATISTICS DESCRIPTIVES /CINTERVAL 95 /NOTOTAL. However not clearly arranged, in the output first for Total, only then for subgroups. Within MEANS we can compute only standard error of mean = SEMEAN. MEANS income /CELLS= MEAN COUNT STDDEV SEMEAN. */ for univariate as well as bivariate statistics. Transparently we can get the confidence intervals for bivariate analysis in one table within simple analysis of variance (One-way ANOVA): ONEWAY income BY edu4 / STATISTICS=DESCRIPTIVES. Or graph for means with CI along categories of independent variable: GRAPH /ERRORBAR (CI 95)= income BY edu4.

35 35 CI in the output from EXPLORE / EXAMINE v třídění 2.stupně: dependent variable = income independent variable = gender (s30) → Počítáme odděleně průměry s (S.E.) a CI v jejích kategoriích. EXAMINE variable-name. *univariate incl. graphs. EXAMINE income BY s30 /PLOT NONE /STATISTICS DESCRIPTIVES /CINTERVAL 95 /NOTOTAL. * bivariate and main statistics only. Zdroj: data ISSP 2007 For more categories it is impractical but we can use Oneway Anova: ONEWAY prijem BY vzd4 / STATISTICS=DESCRIPTIVES.

36 36 Graf with Error bars (mean with CI in SPSS GRAPH /ERRORBAR (CI 95)=Var1 BY Var2. Var1 is continuous (means) Var2 is categorical (subgroups)

37 37 CfI for means in subgroups ONEWAY income BY edu4/ STATISTICS=DESCRIPTIVES. GRAPH ERROR (CI 95) inceome BY edu4.

38 38 Rozdíl: ERRORBAR (graf chybových úseček) BOXPLOT (graf fousatých krabiček) ERRORBAR - graf chybových úseček → znázornění průměru a jeho (zvoleného) intervalu spolehlivosti Pouze pro výběrová data. BOXPLOT - graf fousatých krabiček → znázornění rozložení (rozptýlení) dat: medián, kvartilové rozpětí (horní a dolní kvartil) a hranic odlehlých (Outliers = ○ ) a vzdálených hodnot (Extremes = *). Jak pro populační tak pro výběrová data. EXAMINE prijem BY s30 /PLOT=BOXPLOT /STATISTICS=NONE /NOTOTAL. GRAPH /ERRORBAR (CI 95) prijem BY s30. Kvartilové rozpětí Vnitřní a vnější hradby (hranice velmi vysokých/ní zkých hodnot) Zdroj: data ISSP 2007

39 Confidence Intervals for qualitative data - nominal variable → frequency (probability / percent) See

40 40 Simultánní intervaly spolehlivosti pro četnosti Dosud jsme činili samostatné závěry, ale chceme-li zhodnotit několik četností zároveň, musíme zajistit, aby všechny parametry byly pokryty předem požadovanou spolehlivostí. Pro souběžný závěr o několika četnostech proto zpřísníme celkovou spolehlivost C na z α / S kde S = počet četnostní pro něž chceme simultánní intervaly spolehlivosti Např. pro 4 četnosti, při požadované α = 0,05 : z α / 4 = z α / 0,0125 = 0,02497 tj. přibližně 2,5 Viz tabulky kritických hodnot standardního normálního testu pro simultánní testování. [Řehák, Řeháková 1986: 64-65]

41 Further occasions of usage of Confidence Interval

42 Standardization of numeric variables into z-scores Užitečná transformace data pro porovnání proměnných měřených na různých škálách (rozpětí) See Příklad: dvě odlišné dimenze pro- čtenářského klimatu v rodině a čtení v dětství (3 průměry) podle vzdělání rodičů Závislé proměnné (dimenze pro- čtenářského klimatu a čtení) jsou spojité- kardinální a protože byly měřeny na škálách s odlišným rozpětím jsou standardized into z-scores, tj. mají stejnou metriku-rozsah (průměr =0 a StD=1) → můžeme porovnávat jejich relativní(!) intenzitu napříč vzdělanostními kategoriemi a to i uvnitř nich, nikoliv ale celkovou hodnotu jako takovou mezi sebou (tj. v třídění 1. stupně). Dimenze pro-čtenářského klimatu a čtení v dětství v závislosti na vzdělání rodičů, průměry z-skórů, věková kohorta narozených ○ Dostupnost/nápodoba – Interakce/komunikace □ Četl/a v dětství Zdroj: [Gorčíková, Šafr 2012: 75] Mean of scales (=0) above-average below-average

43 43 Intervaly spolehlivosti (CfI) v SPSS ? SPSS umí pouze interval spolehlivosti pro spojitou proměnnou tj. průměr (např. EXPLORE) v OLS regresi pro regresní koeficient B, v logistické regresi pro exp(B) nicméně spočítáním standardní chyby odhadu (např. pro procento či korelační koeficient) a dosazením do příslušných vzorců, lze CfI snadno spočítat (viz dále) Alternativně lze použít jobíků nebo skripty pro úpravu výstupů - pro % v třídění 1.st. viz Anebo spočítat si to mimo SPSS …

44 Standard error and Confidence intervals for various parameters (correlation coefficient, median, difference of proportion (%), …)

45 45 Standard error and CI of correlation coefficient (v SPSS) SE is not included within CORRELATION but it is in CROSSTABS CROSSTABS OC2011 BY PrijmD /FORMAT=NOTABLES /STATISTICS=CORR. CI (95%) for R = 0,072 ± 1,96*0,023 = 0,072 ± 0,045 or 0,027 ← 0,072 → 0,117 CI correlation coefficient can be computed at

46 46 Computation of standard error for mean for standard deviation for median pro correlation coefficient or

47 47 Computation of standard error for proportion (%) for difference of proportion (%) p1- p2 for Odds Ratio SE = √ p(1 − p) / n Více viz

48 48 Routines for Confidence intervals in SPSS syntax for proportion (%) ns/ProportionTestsAndCI.txt for median ns/Calculate95PercCIforTheMedian.txt ns/Calculate95PercCIforTheMedian.txt


Stáhnout ppt "Quantitative Data Analysis II. Standard error and confidence intervals (1.) – introduction to inferential statistics, SE and CI for numerical variables."

Podobné prezentace


Reklamy Google