Nichtparametrische Statistik Verteilungsfreie Statistik
Parametrische und Nichtparametrische Tests
Effizienz eines Tests
Parameterfreie Tests
& Rangsummen
& Bindungen
& Wilcoxon-Mann-Whitney Rangsummentest
& Kruskal-Wallis Rangvarianzanalyse
& Mood-Test
& Multiple Medianvergleiche nach Mood
Parametrische und Nichtparametrische Tests
Nichtparametrische Tests setzen keine Normalverteilung voraus und sind wesentlich robuster gegen Varianzheterogenität
parametrisch nichtparametrisch
t-, z-Test Vorzeichentest
Mittelwert Median
ARE = 2/% = 63.7%
t-, z-Test Wilcoxon Rangsummentest Mittelwertsvergleich
Mann-Whitney U-Test Medianvergleich ARE = 3/% = 95.5%
t-, z-Test Wilcoxon Vorzeichenrangtest verbundene Stichproben verbundene Stichproben
ARE = 3/% = 95.5%
einfaktorielle VA Rangvarianzanalyse Mittelwertsunterschiede
Kruskal-Wallis H-Test Medianunterschiede
ARE = 3/% = 95.5%
zweifaktorielle VA Friedman-Test (Blockanlage) Mittelwertsunterschiede Medianunterschiede
Tukey-Test Steel-, Mood-Test Mutiple Mittelwertsvergl. Multiple Medianvergl.
332-Test Kolmogorov-Smirnov-Test
Verteilung Verteilung
EABnA nB
AREABlim
nAEABlim
nA
nA nB
ARE3
%95.5%
Effizienz eines Tests
Effizienz eines Tests A im Vergleich zu Test B:
für gleiches und
Asymptotisch relative Effizienz:
Beispiel:
Asymptotisch relative Effizienz des Wilcoxon-Tests im Ver- gleich zum t-Test ist
,
d.h. beim t-Test braucht man etwa 95% des Stichproben- umfangs wie beim Wilcoxon-Test, um gleiches und zu garantieren, wenn Normalverteilung vorliegt.
Bei Nichtnormalverteilung kann die ARE des Wilcoxon- Tests erheblich ansteigen.
Rangsummen
kleinster Wert Rang 1, zweitkleinster Wert Rang 2, usw.
Bildung der Rangsummen innerhalb der Gruppen
xi yi
1.0 2.1 2.5 0.5 1.4 2.9
Rang 2 4 5 1 3 6
11 10
Test: n# (n + 1) / 2 = 6 # 7 / 2 = 21 = 11 + 10
Bindungen
Zuteilung eines mittleren Rangs bei gleichen Stichprobenwerten
xi yi
1 1 2 4 6 1 2 3 5
Rang 2 2 4.5 7 9 2 4.5 6 8
b = 2 Bindungen bei den Werten 1 und 2 Bindungslänge: l1 = 3, l2 = 2
K
nXnYM
b i1
(li3 li) 12n(n 1)
P(U<uX) <
P(U<uY) <
P(U<umin) </2
0 uX nXnY/20.5 nXnY(n1)/12 K
<
0 uY nXnY/20.5 nXnY(n1)/12 K
<
0 umin nXnY/20.5 nXnY(n1)/12 K
</2
Wilcoxon-Rangsummentest Mann-Whitney U-Test
Wilcoxon-Testgrößen: w : Rangsumme der x-Werte Mann-Whitney-Testgrößen: u = w n (n + 1) / 2
X
wY: Rangsumme der y-Werte
X X X X
uY = wYnY(nY + 1) / 2 umin = min(uX,uY)
Bindungskorrekturglied:
H0: x0.5 = y0.5 bzw. FX = FY
H1: Ablehnung von H0, wenn:
max(nX,nY) 10:
x0.5 < y0.5 bzw. FX > FY x0.5 > y0.5 bzw. FX < FY
x0.5gy0.5 bzw. FXgFY max(nX,nY) > 10:
x0.5 < y0.5 bzw. FX > FY
x0.5 > y0.5 bzw. FX < FY
x0.5gy0.5 bzw. FXgFY
Überlebenszeiten
Überlebenszeit [d] Rang
Rasse X Rasse Y Rasse X Rasse Y
43 04 15 03
07 42 06 14
10 11 09 10
12 06 11 05
09 08 08 07
16 02 12 01
20 03 13 02
05 04
74 46
Kontrolle: wX+wY = 74+46 = 120 = 15#16/2 = n#(n+1)/2 Hypothesen: H0: x0.5 = y0.5 H1: x0.5 > y0.5
H0: FX = FY H1: FX < FY
Test: uY = wYnY#(nY+1)/2 = 468#9/2 = 10 P(U<10) = 0.02 = 2%
Überlebenszeiten von Rasse X sind auf = 5%
signifikant höher als bei Rasse Y
MTB > Mann-Whitney 95.0 'Rasse X' 'Rasse Y' Mann-Whitney Confidence Interval and Test
Rasse X N = 7 Median = 12.00 Rasse Y N = 8 Median = 5.50 Point estimate for ETA1-ETA2 is 6.00 95.7 Percent CI for ETA1-ETA2 is (0.99;15.01) W = 74.0
Test of ETA1 = ETA2 vs ETA1 not= ETA2 is significant at 0.0428
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 0
2 4 6 8 10 12
Bonitur A
Anzahl
0 1 2 3 4 5 6 7 8 9
0 2 4 6 8 10 12
Bonitur B
Anzahl
Mehltaubonitur Mehltaubonitur
Vergleich t-Test / Wilcoxon Rangsummentest
t Test:
MTB > TwoSample 95.0 'A' 'B'
Two Sample T-Test and Confidence Interval
Two sample T for A vs B
N Mean StDev SE Mean A 30 2.07 1.76 0.32 B 25 3.00 2.06 0.41 95% CI for mu A - mu B: ( -1.99; 0.12) T-Test mu A = mu B (vs not=):
T = -1.79 P = 0.081 DF = 47
Wilcoxon-Mann-Whitney-Test:
MTB > Mann-Whitney 95.0 'A' 'B' Mann-Whitney Confidence Interval and Test
A N = 30 Median = 2.000 B N = 25 Median = 2.000 Point estimate for ETA1-ETA2 is -1.000 95.1 CI for ETA1-ETA2 is (-2.000;0.000) W = 723.5
Test of ETA1 = ETA2 vs ETA1 not = ETA2 is significant at 0.0499
Test is significant at 0.0430 adjusted for ties
H 12 n(n1)M
a i1
wi2
ni 3(n1) H 12a
n2(n1)M
a i1
wi2 3(n1) für nin a Hkorr H
1 M
b i1
li3 li n3 n
bei > 25% Bindungen
Rangvarianzanalyse Kruskal-Wallis H-Test
Testgrößen: wi: Rangsumme der i-ten Faktorstufe
H0: y0.5,i = y0.5,j bzw. Fi = Fj ~i,j igj H1: }igj y0.5,igy0.5,j bzw. FigFj a = 3, ni 5: H > H
a 4, ni 5: H > 3
> 25% Bindungen: H > 3
Ablehnung von H0, wenn:
p 2
a1;1 korr 2a1;1
Gesättigte Wasserleitfähigkeit
MTB > Print 'Kontr'-'Floral' Data Display
Row Kontr NPK NPK+ER Mist_300 Mist_600 Floral 1 76 240 3890 4786 123 1698 2 7762 65 81 2 5248 4 3 25 3890 166 2 56 1 4 30 3890 151 49 4786 1820 5 174 3631 18 17 398 3 6 25 14 2 51 112 1479 7 74 3548 204 17 1950 1950 8 22 2042 3802 21 50 49 9 513 112 4074 8 68 98 10 5888 275 2 8 8128 257 11 8 832 191 6 1 1230 12 14 2692 3 2818 68 148 MTB > Kruskal-Wallis 'Leitf.' 'Beh.'
Kruskal-Wallis Test
Kruskal-Wallis Test on Leitf.
Beh. N Median Ave Rank Z 1 12 52.00 34.1 -0.43 2 12 1437.00 48.8 2.24 3 12 158.50 35.7 -0.14 4 12 17.00 22.8 -2.49 5 12 117.50 41.9 0.98 6 12 202.50 35.7 -0.15 Overall 72 36.5
H = 10.34 DF = 5 P = 0.066
H = 10.35 DF = 5 P = 0.066 adjusted for ties
320M
a i1 M
2 j1
Bij2 Bi.#B.j 1
Mood Median-Test
Faktorstufe y0.5 > y0.5
1 B B B
2 i a
11 21 B
Bi1 B B
Ba1 B B
12 22
i2
a2
1.
B B 2.
i.
a.
B.1 B.2 B.. = n
Testgröße:
H0: y0.5,i = y0.5,j bzw. Fi = Fj ~i,j igj H1: }igj y0.5,igy0.5,j bzw. FigFj
Ablehnung von H0, wenn:
302 > 32a1;1
MTB > Mood 'Leitf.' 'Beh.' Mood Median Test
Chi-Square = 10.29 DF = 5 P = 0.068 Beh. N<= N> Median
1 8 4 52 2 3 9 1437 3 5 7 159 4 10 2 17 5 6 6 118 6 5 7 203 Overall median = 112
Multiple Medianvergleiche nach Mood
MTB > Mood 'Leitf.' 'Beh.';
SUBC> Pairwise 0.1.
Mood Median Test
Chi-Square = 10.29 DF = 5 P = 0.068 Overall median = 112
Pairwise comparisons at error rate 0.1000 Beh. N<= N> Median
4 10 2 44 1 8 4 52 5 6 6 118 3 5 7 159 6 5 7 203 2 3 9 1437 Joint confidence = 90.0%
Per comparison confidence = 99.3%
4 1 5 3 6 1 -507
29
5 -4780 -4764 -5 457
3 -3796 -3780 -3746 48 510 4783
6 -1692 -1676 -1642 -1695 47 509 4782 3798
2 -3625 -3609 -3575 -3628 -3627 -61 401 4674 3690 1586