6Korrelationsanalyse:Zusammengangsanalysestetiger Merkmale

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1 6Korrelationsanalyse:Zusammengangsanalysestetiger Merkmale

2 Jetzt betrachten wir bivariate Merkmale (X, Y ), wobei sowohl X als auch Y stetig bzw. quasi-stetig und mindestens ordinalskaliert, typischerweise sogar intervallskaliert, sind. Am Rande wird auch der Fall gestreift, dass nur ein Merkmal quasi-stetig und das andere nominalskaliert ist Streudiagramm, Kovarianz- und Korrelationskoeffizienten Beispiele: Nettomiete Wohnfläche Autoritarismusscore vor/nach einer Informationsveranstaltung Monatseinkommen Alter in Jahren Wochenarbeitseinkommen Wochenarbeitsstunden Wochenarbeitsstunden Hausarbeit in Stunden pro Woche 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 264

3 Wochenarbeitsstunden (tatsächlich) Wochenarbeit (vertraglich) 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 265

4 6.1.2 Streudiagramme (Scatterplots) Sind die Merkmale stetig oder zumindestens quasi-stetig (sehr viele verschiedene Ausprägungen), werden Kontingenztabellen sehr unübersichtlich und praktisch aussagelos, da die einzelnen Häufigkeiten in den Zellen der Tabellen natürlicherweise durchwegs sehr klein sind. Alternative Darstellungsform: Scatterplot / Streudiagramm: Zeichne die Punkte (x i,y i ),,...,n,ineinx-y -Koordinatensystem. = Guter optischer Eindruck über das Vorliegen, die Richtung und gegebenenfalls die Art eines Zusammenhangs. = Ausreißer werden leicht erkannt. Quelle für Beispiele: Jann (2002), p. 85 ff. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 266

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6 6.1.3 Kovarianz und Korrelation Wie misst man den Zusammenhang zwischen metrischen Merkmalen? Eine Idee ist, die sogenannte Kovarianz (s.u.) zu konstruieren besteht darin, nach Konkordanz/Diskordanz zum Schwerpunkt zu fragen und dabei auch die nun interpretierbaren Abstände zur Messung der individuellen Konkordanzstärke heranzuziehen. Negative Werte sprechen für Diskordanz. Betrachte den Mittelpunkt der Daten ( x, ȳ) und dazu konkordante/diskordante Paare. Eine Beobachtung i mit Ausprägung (x i,y i ) ist konkordant zu ( x, ȳ), spricht also für einen gleichgerichteten Zusammenhang, wenn (x i > x und y i > ȳ) oder (x i < x und y i < ȳ) 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 268

7 also zusammengefasst wenn (x i x) (y i ȳ) > 0. diskordant zu ( x, ȳ), sprichtalsofür einen gegengerichteten Zusammenhang, wenn Zusammenhang wenn x i < x und y i > ȳ oder also zusammengefasst wenn x i > x und y i < ȳ (x i x) (y i ȳ) < 0. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 269

8 Wegen des metrischen Skalenniveaus sind auch die Abstände interpretierbar, das Produkt (x i x) (y i ȳ) gibt also sozusagen die Stärke der Konkordanz bzw. Diskordanz an. (x i x)(y i ȳ) ist positiv, wenn große (kleine) X-Werte mit großen (kleinen) Y -Werten einhergehen (gleichgerichteter Zusammenhang). (x i x)(y i ȳ) ist negativ, wenn große (kleine) X-Werte mit kleinen (großen) Y -Werten einhergehen (gegengerichteter Zusammenhang). = Definiere als Zusammenhangsmaß die durchschnittliche individuelle Konkordanzstärke. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 270

9 Definition: Gegeben sei ein bivariates Merkmal (X, Y ) mit metrisch skalierten Variablen X und Y mit s 2 X > 0 und s2 Y > 0. Dannheißen Cov(X, Y ):= 1 n (empirische) Kovarianz von X und Y, n (x i x) (y i ȳ) ϱ(x, Y ):= n (x i x) (y i ȳ) n (x i x) 2 n (y i ȳ) 2 (empirischer) Korrelationskoeffizient nach Bravais und Pearson von X und Y,und Bestimmtheitsmaß von X und Y. R 2 XY := (ϱ(x, Y )) 2 (6.14) 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 271

10 Bemerkungen: Die Kovarianz Cov(X, Y ) ist nicht maßstabsunabhängig. Das Teilen durch die Standardabweichungen normiert die Kovarianz und macht sie maßstabsunabhängig. 1 n n (x i x) s 2 X (y i ȳ) s 2 Y = ϱ(x, Y ) Also ist - im Sinne obiger Interpretation - der Korrelationskoeffizient die durchschnittliche standardisierte Konkordanzstärke. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 272

11 Die empirische Kovarianz ist eine Verallgemeinerung der empirischen Varianz. Die Kovarianz eines Merkmals mit sich selbst ist genau die empirische Varianz: Cov(X, X) = 1 n n (x i x)(x i x) n = 1 n (x i x) 2 = s 2 x Man sieht hier auch, dass die Größe der Kovarianz für sich genommen unanschaulich zu interpretieren ist. Für den Korrelationskoeffizienten hingegen gilt: und insbesondere ρ(x, X) =1. 1 ϱ(x, Y ) 1. Viele der (un)angenehmen Eigenschaften der Varianz (z.b. Ausreißerempfindlichkeit) gelten in analoger Weise. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 273

12 Es gilt auch ein Verschiebungssatz: Cov(X, Y )= 1 n n x i y i xȳ und damit Zur Erinnerung: ϱ(x, Y )= n x i y i n x ȳ. n x 2 i n x2 n yi 2 n ȳ2 s X = 1 n n x 2 i x 2. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 274

13 Beispiel: Zunächst inhaltsleere Zahlenbeispiele, zur Interpretation später. Gegeben seien die Datenpaare x i y i Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 275

14 Es gilt: x =30und ȳ =120,sowie n x 2 i = 4678 n yi 2 = n x i y i = n = 5 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 276

15 Tabelle: x i y i x i y i x 2 i y 2 i Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 277

16 Basierend auf diesen Hilfsgrößen berechnet sich die Korrelationskoeffizient gemäß Verschiebungssatz als ϱ(x, Y )= n x iy i n x ȳ n x2 i n x2 n y2 i n ȳ2 =0.863 Gegeben sei ein Merkmal X und das Merkmal Y =(X 20) 2 mit den Datenpaaren. x i y i x i y i Es gilt: x =20und ȳ = und damit 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 278

17 Cov(X, Y ) = 1 n xi y i xȳ = ( ) = =0 Für den Korrelationskoeffizienten ergibt sich damit ebenfalls ϱ(x, Y )=0! Bemerkungen: Es gilt ϱ =1genau dann wenn Y = ax + b mit a 0,d.h.X und Y stehen in einem perfekten linearen Zusammenhang. Ist ϱ =0(und äquivalent dazu Cov(X, Y )=0), so nennt man X und Y unkorreliert. Es besteht dann keinerlei linearer Zusammenhang. Die Betonung der Linearität des Zusammenhangs ist wesentlich. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 279

18 Allgemein zeigt ϱ und R 2 die Stärke eines linearen Zusammenhangs an, also wie 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 280

19 gut sich die Datenpaare (x 1,y 1 ),...,(x n,y n ) durch eine Gerade beschreiben lassen. Insgesamt kann der Wert des Korrelationskoeffizienten folgendermaßen interpretiert werden: ϱ XY 0: kein(linearer)zusammenhang. ϱ XY > 0: positivekorrelation,gleichgerichteter(linearer)zusammenhang. ϱ XY < 0: negativekorrelation,gegengerichteter(linearer)zusammenhang. ϱ XY 0.5: schwachekorrelation. 0.5 < ϱ XY 0.8: mittlerekorrelation. ϱ XY > 0.8: starkekorrelation. R 2 ist ein PRE-Maß, das misst, welchen Anteil der gesamten Variation sich durch einen linearen Zusammenhang beschreiben lässt. (Näheres dazu im Abschnitt über die Regression.) 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 281

20 Die Zusammenhangsmaße sind invariant gegenüber Vertauschen von Y und X; sie messen also insbesondere keine gerichteten Zusammenhänge: ϱ(x, Y )=ϱ(y,x) R XY = R YX. Im Gegensatz zur Kovarianz sind ϱ(x, Y ) und RXY 2 invariant gegenüber streng monoton steigenden linearen Transformationen. Genauer gilt mit X := a X + b und Ỹ := c Y + d ϱ( X,Ỹ )=ϱ(x, Y ) falls a c>0 und ϱ( X,Ỹ )= ϱ(x, Y ) falls a c<0. DieKorrelationistalsoinderTatmaßstabsunabhängig. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 282

21 Beispiel: Mietspiegel (SPSS-Ausdruck) Zur Interpretation der einzelnen Zellen: In der ersten Zeile stehen jeweils die Korrelationskoeffizienten, N ist der Stichprobenumfang, bei uns mit n bezeichnet wird. Die zweite Zeile Signifikanz wird erst in Statistik II verständlich. Grob gesprochen gibt sie für zufällige Stichproben eine Wahrscheinlichkeit an, dass die Aussage, es bestehe in der Grundgesamtheit ein Zusammenhang zwischen den einzelnen Variablen, falsch ist. Je kleiner diese Wahrscheinlichkeit ist, desto sicherer ist man sich, dass der errechnete Korrelationskoeffizient nicht nur zufällig von 0 abweicht. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 283

22 Beispiele aus Jann (2002) S.87ff Arbeitsstunden und Erwerbseinkommen: moderater positiver Zusammenhang. Arbeitsstunden und Haushalt: moderater negativer Zusammenhang. Vertragliche und geleistete Wochenarbeitsstunden: hoch positiv korreliert (Punkte liegen sehr nahe an bester Gerade ). 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 284

23 6.1.4 Weitere Korrelationskoeffizienten Anwendung des Korrelationskoeffizienten nach Bravais-Pearson auf dichotome nominale Merkmale Liegen dichotome nominale Merkmale, d.h. Merkmale mit nur zwei ungeordneten Ausprägungen vor (z.b. ja/nein), und kodiert man die Ausprägung mit 0 und 1, so kann man die Formel des Korrelationskoeffizienten nach Bravais-Pearson sinnvoll anwenden. Man erhält den sogenannten Punkt-Korrelationskoeffizienten, deridentischzuφ aus ( Kapitel 5.3) ist. Im Fall einer dichotomen und einer metrischen Variablen ergibt sich bei Anwendung des Korrelationskoeffizienten nach Bravais-Pearson die sogenannte Punkt-biseriale Korrelation. (vgl.etwajann(2002,s.90f)oderwagschal(1999,kap10.8).) 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 285

24 Rangkorrelationskoeffizient nach Spearman Wir betrachten ein bivariates Merkmal (X, Y ), wobeix und Y nur ordinalskaliert sind, aber viele unterschiedlichen Ausprägungen besitzen. Der Korrelationskoeffizient von Bravais-Pearson darf nicht verwendet werden, da hier die Abstände nicht interpretierbar sind. ( x, ȳ) wären willkürliche Zahlen, ebenso (x i x), (y i ȳ). Liegen keine Bindungen vor, dann rechnet man statt mit (x i,y i ),...,n (rg(x i ), rg(y i )) i =1,...,n.Dabeiist mit rg(x i )=j : x i = x (j), d.h. der Rang rg(x i ) ist die Nummer, die x i in der geordneten Urliste x (1) x (2)... x (n) einnimmt (analog für rg(y i )). Beispiel: 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 286

25 x i rg(x i ) Liegen sogenannte Bindungen vor, d.h. haben mehrere Einheiten dieselbe Ausprägung der Variablen X oder der Variablen Y,sonimmtmandenDurchschnittswertderin Frage kommenden Ränge (Achtung: etwas anderer Begriff der Bindung als in Kapitel 5.6.2). Beispiel: x i Wende nun den Korrelationskoeffizienten nach Bravais-Pearson auf die Rangdaten an. Nach Umformung ergibt sich folgende Formel: 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 287

26 Definition: ϱ S,XY := n ( ) 2 n +1 rg(x i ) rg(y i ) n 2 n ( ) 2 n +1 n ( n +1 (rg(x i )) 2 n (rg(y i )) 2 2 n 2 ) 2 heißt (empirischer) Rangkorrelationskoeffizient nach Spearman. Bemerkungen: Liegen keine Bindungen vor, so gilt ϱ S,XY =1 n 6 d 2 i n(n 2 1). wobei d i := rg(x i ) rg(y i ). 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 288

27 Wichtig für Interpretation: Da ϱ S,XY sich aus der Anwendung von ϱ XY auf Rangdaten ergibt, behalten die entsprechenden Bemerkungen zum Bravais-Pearson-Korrelationskoeffizienten auf die Ränge bezogen ihre Gültigkeit. Insbesondere gilt 1 ϱ S,XY 1, undϱ S,XY ist analog zu interpretieren. Im Gegensatz zum Korrelationskoeffizienten von Bravais-Pearson misst der Rangkorrelationskoeffizient nicht nur lineare, sondern allgemeiner monotonezusammenhänge. Die Anwendung der Rangtransformation bewirkt in gewisser Weise eine Linearisierung monotoner Zusammenhänge. Die Bildung von Rängen ist unempfindlich gegenüber Ausreißern, so dass auch der Rangkorrelationskoeffizient ausreißerresistent ist. 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 289

28 Beispiel: (fiktiv, Zahlen aus Jann, 2002/2005) Zwei Gutachter sollen das autoritäre Verhalten von 5 Gruppenmitgliedern vergleichen, indem sie Scores auf einer Skala zwischen 0 und 100 vergeben. (Dies ist ein typischer Fall einer Ordinalskala; die Abstände sind nicht direkt interpretierbar, sondern nur die Reihenfolge!) Man berechne den Rangkorrelationskoeffizienten nach Spearman für die Merkmale X und Y mit X Einstufung durch Gutachter 1 Y Einstufung durch Gutachter 2 Person i X: Gutachter Y :Gutachter Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 290

29 Bemerkung: Analog zur punkt-biserialen Korrelation gibt es auch eine biseriale Rangkorrelation zur Beschreibung des Zusammenhangs zwischen einer dichotomen nominalen und einer quasi-stetigen ordinalen Variable (vgl. Wagschal, 1999, Kap 10.7). 6Korrelationsanalyse:ZusammengangsanalysestetigerMerkmale 291