Parametrittomat ja robustit mentelmät. Jukka Nyblom

Transkriptio

1 Parametrittomat ja robustit mentelmät Jukka Nyblom Jyväskylän yliopisto Tilastotieteen laitos 2009

2 SISÄLTÖ 2 Sisältö Satunnaistamismalli ja permutaatiotestit 4. Täysin satunnaistettu koe, käsittely ja kontrolli Vastinparivertailu, käsittely ja kontrolli Täysin satunnaistettu koe, useita käsittelyjä Satunnaistetut täydelliset lohkot, useita käsittelyjä Luottamusvälit Suurten otosten tuloksia Täysin satunnaistettu koe, kaksi käsittelyä Vastinparivertailu Järjestyslukuihin perustuvat menetelmät 7 2. Satunnaistamismalli ja järjestyslukutestit Vastinparimenettely Järjestyslukujen pisteytys Täydelleen satunnaistettu koe Vastiparimenettely Useita käsittelyjä Dikotominen vaste Kaksi käsittelyä ja multinomivaste Satunnaistetut lohkot Kaksi käsittelyä Cochranin ja McNemarin testit Oikaistut järjestysluvut Populaatio ja satunnaisotos Kaksi käsittelyä tai ominaisuutta Mallit Suurten otosten teoriaa Useamman käsittelyn tai ominaisuuden vertailu populaatiomallissa Vastinaparivertailu populaatiomallissa Riippuvuuden testaus ja estimointi Korrelaatiokertoimet Monimuuttujainen tilanne

3 SISÄLTÖ Useamman muuttujan täydellinen riippumattomuus Yhteiskorrelaatiokerroin Kanoninen korrelaatiokerroin Aikasarjat Spatiaalinen korrelaatio Kontingenssitaulut Nominaaliasteikko Ordinaaliasteikko Robusti estimointi Sijaintiparametrin estimointi L estimaattori M estimaattorit Luottamusväleistä Lineaarinen regression Pienimmän neliösumman keino Pienimmän itseisarvojen summan keino Pienimpien trimmattujen neliöiden summa M estimaattorit R estimaattori Bootstrap Keskivirheen estimointi Luottamusvälit Prosenttipiste- eli persentiilimenetemä Bootstrap-t luottamusvälit BC a -menetelmä

4 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 4 Satunnaistamismalli ja permutaatiotestit Tässä luvussa tarkastellaan eräitä kokeellisen tutkimuksen yksinkertaisia satunnaistamismalleja.. Täysin satunnaistettu koe, käsittely ja kontrolli Aloitetaan esimerkillä. Kuvitellaan, että haluamme tutkia uuden psyykenlääkkeen vaikutusta mielenterveyspotilaisiin. Oletetaan, että koehenkilöinä on N kpl mahdollisimman samanlaisia ja samantyyppisistä oireista karsiviä potilaita. Jaamme potilaat satunnaisesti 2 ryhmään n kpl koeryhmään, joille annetaan uutta lääkettä ja m kpl kontrolliryhmään (N = m + n), joille annetaan lumelääkettä (placebo). Jonkin ajan kuluttua tutkiva lääkäri arvio tai mittaa lääkeen vaikutuksen. Oletamme, että kysymyksessä on kaksoissokkokoe: potilaat eikä tutkiva lääkäri tiedä, kumpaa lääkettää koehenkilöt ovat saaneet. Miksi satunnaistaminen? Potilaiden huomiotta jätetty erilaisuus tai tuntemattomista syistä johtuvat seikat vaikuttavat mittauksiin. Tästä johtuva harha voidaan eliminoida satunnaistamalla. Miksi lumelääkettä? Potilas reagoi yleensä saamaansa hoitoon ja huomioon. Pelkkä usko lääkkeen tehoon vaikuttaa. Miksi kaksoisokkokoe? Potilas reagoi eri tavalla, kun hän saa oikeaa tai lumelääkettä. Lääkärin mittauksiin saattaa tieto vaikuttaa, erityisesti jos mittaus perustuu osin subjektiiviseen arviointiin.

5 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 5 Oletaan nyt, että koe on suoritettu ja että mittaustulokset ovat Kontrolli: Koe: x, x 2,..., x m y, y 2,..., y n Oletetaan nyt hetken, ettei lääkkeellä ole vaikutusta. Tätä sanotaan nollahypoteesiksi. Silloin koeryhmän mittaustulokset olisivat samat kuin siinä siinä tapaukseesa, että koeryhmän henkilöt olisvatkin joutuneet kontrolliryhmään. Voimme myös ajatella, että mittaustulokset oikeastaan ovat olemassa jo ennen koetta. Me emme vain saa niitä selville kuin tehdyn mittauksen kautta. Tämä asiaintila itse asiassa tarkoittaa, että meidän satunnaistamisoperaatiomme on jakanut mittaukset satunnaisesti 2 ryhmään. x, x 2,..., x m, y, y 2,..., y n Jokainen ositus kahteen ryhmään, m kpl toisessa ja n kpl toisessa, on myös yhtätodennäkoinen. Siis havaitun jaon todennäköisyys on ) = ( N n m! n!. N! Tähän voidaan perustaa kokeen tilastollinen analyysi. Huom. Emme siis tarvitse olettamusta normaalijakaumasta tai edes olettamusta, että koehenkilöt ovat satunnaisotos jostakin populaatiosta. Palaamme kuitenkin tähän myöhemmin. Seuraavaksi teemme olettamuksen siitä, miten lääke vaikuttaa silloin kun sillä on vaikutusta. Oletetaan yksinkertaisuuden vuoksi, että lääke vaikuttaa additiivisesti

6 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 6 mittaustukoksiin. Jos vaikutus on multiplikatiivinen, voimme siirtyä mittausten logaritmeihin. Oletamme, että lääke vaikuttaa :n verran, < 0 tai > 0 tai = 0. Haluaame saada selville, onko 0, ja myönteisessä tapauksessa arvioida :n suuruutta. Ryhmiä voidaan vertailla esim. keskiarvojen tai mediaanien tai jonkin muun sopivan tunnusluvun avulla: t x = T m (x,..., x m ), t y = T n (y,..., y n ). Käytännössä tunnusluku valitaan useimmiten niin, että se toteuttaa ehdot T k (z + a,..., z k + a) = T k (z,..., z k ) + a, (.) kaikilla z,..., z k, k, a, T k (z,..., z k ) = T k (z π,..., z πk ), (.2) kaikilla lukujen, 2,..., k permutaatioilla π,... πk. Kun oletetaan, että lääkkeen vaikutus on, niin mikäli koeryhmän jäsenet olisivat joutuneet kontrolliryhmään, heidän mittauksensa olisivat olleet y i. Luonnollinen estimaatti vaikutukselle saadaan, kun etsitään sellainen, että T n (y,..., y n ) T m (x,..., x m ) = 0. Additiivisuus ominaisuus (.) antaa helposti, että = t y t x. Poikkeaako havaittu estimaatti merkitsevästi nollasta?

7 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 7 Merkitsevä poikkeama tarkoittaa, että havaitun suuruinen tai suurempi poikkeama on riittävän harvinainen, kun todellista eroa ei ole. Vastaus merkitsevyysongelmaan saadaan siis käymällä läpi kaikki ( N n aineiston jakoa, ja laskemalla niiden jakojen suhteellinen osuus, jotka tuottavat yhtä suuren tai suuremman pseudovaikutuksen kuin mita saatiin kokeessa. Voimme tehdä vertailun yksisuuntaisesti ottamalla huomioon, mitä etukäteen oletamme :n etumerkistä, tai vertailemalla vaikutuksen ja pseudovaikutusten itseisarvoja. Täsmällisemmin. Laske aineistosta käsittelyvaikutus = t y t x. 2. Käy läpi aineiston (z,..., z m, z m+,..., z m+n ) = (x,..., x m, y,..., y n ) kaikki ositukset (z,..., z m), (z m+,..., z m+n) ja laske = T n (z m+,..., z m+n) T m (z,..., z m). 3. Saat arvot,..., M, M = ( N n). 4. Kaksisuuntainen p-arvo on ) p = M M I( j ). j= Yksisuuntaiset p-arvot ovat H + : > 0 p + = M H : < 0 p = M M I( j ), j= M I( j ),. j=

8 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 8 Toinen tapa laskea 2-suuntaisen testin p-arvo on p = 2 min(p +, p ). Huom. Saatu p-arvo on todellakin todennäköisyys, että nollahypoteesin vallitessa saadaan havaitun arvon suuruinen tai suurempi suurempi poikkeama. Todennäköisyys lasketaan siis kokeeseen liittyvän satunnaistamisen generoiman jakauman avulla. Kun kokeen tekijä huolehtii, että satunnaistaminen on oikein tehty p-arvo on täsmälleen oikea. Käytännössä kaikkien jakojen läpi käyminen on tietysti mahdotonta jo kohtalaisen pienissäkin aineistoissa. Silloin täydellinen luetteleminen voidaan korvata Monte Carlo -simuloinnilla: Kohdassa 2 jono (x,..., x m, y,..., y n ) permutoidaan satunnaisesti. Siiten m ensimmäistä mudostaa kontrollia vastaavan ryhmä ja n viimeistä käsittelyä vastaavan ryhmän. Saatu p-arvo on eksakti sellaisenaan riippumatta toistojen määrästä, so. p- arvo ei ole likiarvo. Mutta jos toistoja on vähän eri tutkijat voivat tehdä erilaisia johtopäätöksiä saman aineiston perusteella. johtopäätökset vaihtelevat paljon kerrasta toiseen. Lisäksi testin voimakkuus saattaa kärsiä, jos toistoja on vähän. Tilastollinen puoli tulee siis kuntoon varsin vähäisillä olettamuksilla, jotka vieläpä ovat tutkijan kontrolloitavissa. Mikä tämän hinta on? Ongelma on yleistettävyys. Edellä saadut johtopäätökset koskevat vain kokeeseen osallistuneita. Jos osallistuneet ovat satunnaisotos sopivasti määritellystä populaatiosta, voimme tehdä yleistyksiä. Jos osallistujat ovat jotenkin valikoituneita tarvitsemme tietoa mahdollisista valikoitumisen tuomista ongelmista johtopäätösten suhteen. Tarvitaan luultavasti uusia kokeita uusilla yksilöillö eri olosuhteissa. Olettamus käsittelyn vakioisesta vaikutuksesta ei ole yhtä vakava. Olete-

9 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 9 taan, että käsittely vaikuttaa koeyksilöihin eri lailla: Ilman käsittelyä vaste on y ja käsiteltäessä y + y. Jos aina käsittelyvaikutus y on samanmerkkinen kaikille yksilöille, testi on edelleen validi. Ongelmana on se, että jos käsittelyn vaikutus ei ole dramaattisen suuri se hukkuu yksilöiden luontaisen vaihtelun joukkoon. Erityisen ongelmallista on se, jos joillekin yksilöille y > 0 ja joillekin y < 0. Käytännössä täytyy pyrkiä löytämään ne yksilöt jotka reagoivat käsittelyyn vastakkaisilla tavoilla. Jos käsittelyvaikutus riippuu yksilösta, sanotaan, että käsittelyn ja yksilön valillä on interaktiota..2 Vastinparivertailu, käsittely ja kontrolli Kuten edellä huomattiin, johtopäätökset käsittelyvaikutuksesta kärsivät koeyksilöiden epähomogeenisuudesta. Tavallinen parannuskeino tähän ongelmaan on jakaa koeyksilöt mahdollisimman homogeenisiin osajoukkoihin eli lohkoihin. Vertailu tapahtuu saman lohkoon kuuluvien yksilöiden välillä. Käsittelemme seuraavaksi tilannetta, missä lohkon koko on 2. Koeyksilöille etsitään vastinparit. Satunnaistaminen tehdään nyt arpomalla toinen vastinparin yksilöistä kontrolliryhmään ja toinen koeryhmään. Arvonnat tehdään toisistaan riippumatta. Tyypillisiä vastinparitilanteita:. kaksoset, oikea ja vasen käsi yms. 2. yksilö on oma parikkinsa, esim ennen-jälkeen -tutkimukset, 3. taustamuuttujien avulla tehty kaltaistaminen (sukupuoli, ikä taudin vakavuusaste jne.). Oletetaan, että meillä on N vastinparia. Kun koe on suoritettu, mittaukset ovat (x, y ),..., (x N, y N ),

10 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 0 missä x i :t viittaavat kontrollitapaukseen ja y i käsiteltyyn tapaukseen. Käsittelyllä on vaikutusta, voimme mitata sen vaikutusta erotusten d i = y i x i kautta. Voimme käyttää keskiarvoa, mediaania tai muuta sopivaa mittaa: = T N (d,..., d N ). (.3) Oletetaan taas ensin, ettei käsittelyllä ole vaikutusta (= nollahypoteesi). Silloin voimme ajatella, että arvot x i, y i ovat olemassa jo ennen mittausta. Se kumpi arvo tulee käsittelyn arvoksi ja kumpi kontrollin arvoksi seuraa yksinomaan sattumasta, so. tekemästämme arvonnasta. Tämä tarkoittaa, että arvot +d i ja d i ovat yhtätodennäköisia, so. molempien todennäköisyys on 2. Lisäksi etumerkit ovat toisistaan riippumattomia. Tähän perustuvat tilastolliset johtopäätökset. Oletetaan taas, että kaikilla d,..., d N, N, a, T N (d + a,..., d N + a) = T N (d,..., d N ) + a, (.4) T N (d,..., d N ) = T N (d π,..., d πn ), (.5) kaikilla lukujen, 2,..., N permutaatioilla π,... πn. Käsittelyvaikutus voidaan taas estimoida yhtälöstä T N (d,..., d N ) = 0. Käsittelyvaikutuksen testi voidaan taas tehdä seuraavalla tavalla.. Laske käsittelyvaikutus. 2. Laske arvot = T N (±d,..., ±d N ) kaikilla etumerkkivaihtehdoilla, joita on 2 N kpl. 3. Saat arvot,..., M, M = 2N. 4. Kaksisuuntainen p-arvo on p = M M I( j ). j=

11 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT Koska 2 N on suuri jo aika pienilläkin N:n arvoilla käytännössä on tyydyttävä Monte Carlo-simulointiin: Arvotaan etumerkit satunnaisesti ja lasketaan arvoja j. Tulosten yleistämistä koskevat varaukset ovat tietysti samat kuin täysin satunaistetussa kokeessa. Samoin vastinparin ja käsittelyn interaktio, so. pariin i liittyvä käsittelyvaikutus i riippuu i:stä, vaikeuttaa vertailua..3 Täysin satunnaistettu koe, useita käsittelyjä Monissa kokeissa käsittelyllä on useita tasoja. Oletetaan, että kontrollin lisäksi käsittelyllä on k tasoa. Yksilöt, N kpl, arvotaan satunnaisesti k ryhmään, ryhmien koot n,..., n k, N = n + + n k. Merkitään mittaustuloksia y ij :llä, missä i viittaa ryhmään, i =,..., k ja j yksilöön ryhmän sisällä j =,..., n i. Oletetaan, että käsittelyvaikutus on additiivinen. Oletetaan, että meillä on vaikutusta mittaavat tunnusluvut, jotka toteuttavat ehdot (.) ja (.2), kustakin ryhmästä t, t 2..., t k, t i = T ni (y i,..., y ini ). Tarvitsemme vielä tunnusluvun, joka mittaa, onko käsittelyllä mitään vaikutusta. Tällaisia ovat esim. S 2 = M k n i (t i t all ) 2, (.6) missä t all = T N (y,..., y knk ). = max t i t i / /n i + /n i, (.7) i,i Jos käsittelyllä ei ole vaikutusta, voimme ajatella, että itse mittaluvut y ij ovat satunnaisesti arvottu eri ryhmiin. Testin merkitsevyys lasketaan samaan tapaan kuin kahden käsittelyn tapauksessa. Nyt käydään kuitenkin läpi kaikki ( ) N N! = n,..., n k n!... n k!

12 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 2 ositusta. Käytännössä tyydytään Monte Carlo -simuluointiin..4 Satunnaistetut täydelliset lohkot, useita käsittelyjä Kun vertaillaan k > 2 käsittelyä, pyritään löytämään k mahdollisimman samankaltaista koeyksilöä. Sitten käsittelyt arvotaan tällaisen lohkon sisällä ja riippumattomasti lohkosta toiseen. Oletetaan, että meillä on N lohkoa. Mittaustulokset ovat y ij, i =,..., k, j =..., N. Oletetaan taas, että käsittelyvaikutus on additiivinen. Lasketaan tunnusluvut t i = T N [ỹ i,..., ỹ in ], ỹ ij = y ij a j s j missä a j :t ja s j :t ovat symmetrisiä funktioita a j = a(y j,..., y kj ) s j = s(y j,..., y kj ). Nämä funktiot voivat olla esim. keskiarvo ja keskihajonta, joilla yritetään korjata lohkojen väliset erot. Joskus voi myös valita a j :t nolliksi ja s j :t ykkösiksi. Nollahypoteesia, ettei käsittelyllä ole vaikutusta, voidaan tutkia esim. suureella (.6) tai missä A = k t i t all. t all = T kn [ỹ,..., ỹ N,..., ỹ k,..., ỹ kn ] on sopiva tunnusluku koko aineistosta. Testin merkitsevyys saadaan nyt permutoimalla arvoja y ij erikseen ja riippumattomasti lohkojen sisällä. Kaiken kaikkiaan permutointeja on (k!) N kpl.

13 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 3.5 Luottamusvälit Permutaatiotestestien avulla voidaan laskea myös myös kasittelyvaikutusten luottamusvälejä joko verrattuna kontrolliin tai toiseen käsittelyyn. Toinen käsittely voi luonnollisesti olla myös saman käsittelyn eri taso. Jos meillä on useita käsittelyjä ao. tekniikoilla saadaan käsittelypariiin liityvät luottamusvälit. Lyhyesti sanottuna luottamusväli koostuu niistä nollahypoteesiarvoista H 0 : = 0, joita ei hylätä merkitsevyystasolla α ts. joihin liittyvä p- arvo α. Oletetaan ensiksi, että meillä täysin satunnaistettu koe: käsittely ja kontrolli. Oletaan vakioinen käsittelyvaikutus. Luvun. testimenetely liittyi nollahypoteesiin = 0. Asetetaan nyt nollahypoteesi H 0 : = 0. Kun vähennetään kaikista y-arvoista 0, niin muunnetussa aineistossa x,..., x m, y 0,..., y n 0 vastaava nollahypoteesi on, että käsittely vaikutus on nolla. Voimme tehdä kaksisuuntaisen permutaatiotestin näille muunnetuille havainnoille täsmälleen kuten luvussa. on kerrottu. Saamme p-arvon p( 0 ). Jos etsimme kaikki arvot 0 joille pätee p( 0 ) α, niin saamme luottamusalueen, joka peittää oikean arvon todennäköisyydellä α. Jos tunnusluku on keskiarvo, niin luottamusalue on väli { 0 p( 0 ) α} = { 0 0 [ lower, upper ]}. Jos tunnusluvut ovat keskiarvoja, on olemassa eksplisiittiset kaavat (Lehmann, 2005, s ja 203), joista luottamusväli saadaan. Vastinparitilanne (luku.2) menee samalla periaatteella, ja keskiarvojen tapauksessa saadaan eksplisiitiset kaavat. Toinen tapa (ja ehkä suositeltavampi) on etsiä sellaiset nollahypoteesit 0, että a) yksisuuntainen p-arvo p + ( 0 ) vastahypoteesia > 0 vastaan on p + ( 0 ) α/2 ja b) yksisuuntainen p-arvo p ( 0 ) vastahypoteesia < 0 vastaan on p ( 0 ) α/2. Keskiarvojen tapauksessa tämäkin johtaa luottamusväliin, joka jonkin verran poikkeaa edellä esitetystä.

14 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 4.6 Suurten otosten tuloksia Tässä luvussa kerrotaan, että kun. tunnusluvut ovat keskiarvoja, 2. täysin satuinnaistetuissa tapauksissa ryhmäkoot ovat isoja, ja satunnaistetuissa lohkokokeissa lohkojen määrä on suuri, 3. tietyt lievät säännöllisyysolettamukset ovat voimassa, niin normaalijakaumaan perustuvat ns. t- ja F -testit antavat likimäärin oikeat p-arvot, vaikka oikea jakauma saadaankin permutaatioperiaatteella. Toisaalta tarkat tai simuloimalla lasketut permutaatiojakaumiin perustuvat p-arvot ovat luotettavampia ja usein käyttökelpoisempia, koska yllä olevien edellytysten ei tarvitse olla voimassa. Seuraavassa tarkastellaan ainoastaan kahden käsittelyn tilanteita. Useamman käsittelyn tapauksiin liityvät testit voitaisiin käsitellä samaan tapaan..6. Täysin satunnaistettu koe, kaksi käsittelyä Oletetaan nyt, että y,..., y n on yksinkertainen satunnaisotos palautamatta joukosta Y,..., Y N, n < N. On helppo osoitaa, että summalle S n = y + + y n pätee E(S n ) = var(s n ) = n N Y i = nȳn, n(n n) N N (Y i Ȳ )2. Oletetaan nyt, että N, n ja N n (voimme ajatella, että n riippuu N:stä, so. n = n N ). Oletetaan vielä, että max(y i Ȳ ( ) )2 N n (Yi Ȳ max )2 n, n 0, kun N. N n Silloin Z = S n nȳn var(sn )

15 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 5 noudattaa asymptoottisesti N(0, )-jakaumaa. Täysin satunaistetussa kokeessa nollahypoteesin vallitessa jaamme Y - arvot satunnaisesti kahteen ryhmään x,..., x m ja y,..., y n. Silloin Ȳ = (m x + nȳ)/(m + n). Muutamien laskujen jälkeen saamme, että Z = ȳ x σ m + n, missä σ 2 = N (Y i Ȳ )2. Tämä tarkoittaa, että kahden käsittelyn permutaatiotestin jakaumaa voidaan approksimoida normaalijakaumalla. Samaan tapaan voidaan osoittaa, että myös tavanomainen kahden otoksen t-testi suureen U = σ 2 p = ȳ x, σ p m + n m (x i x) 2 + n (y i ȳ) 2, m + n 2 permutatiojakauma on asymptoottisesti normaalinen. Siis tavanomainen t-testi voidaan tulkita likimääräiseksi permutaatiotestiksi..6.2 Vastinparivertailu Vastinparivertailun testi perustuu erotuksiin d i = y i x i. Kun valitaan testisuureeksi keskiarvo d, niin sen nollahypoteesijakauma saadaan lausekkeesta s i d i, missä s i :t ovat riippumattomia ja P (s i = ) = P (s i = +) = 2. Ko. summan odotusarvo on 0 ja varianssi i d2 i. keskeisen raja-arvolauseen

16 SATUNNAISTAMISMALLI JA PERMUTAATIOTESTIT 6 nojalla N Z = s id i, i d2 i noudattaa asymptoottisesti, N, N(0, )-jakaumaa, kun max i d 2 i i d2 i 0, kun N. Siis myös tässä tapauksessa normaalijakauma on permutaatiojakauman approksimaatio, kun N on iso. Sama pätee myös ns. kahden riippuvan otoksen t-testisuureeseen U = σ 2 = d σ/ N, N (d i d) 2.

17 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 7 2 Järjestyslukuihin perustuvat menetelmät Järjestyslukuihin perustuvat menetelmät käyttävät vain mittaustulosten järjestystä hyväkseen. Syitä:. Yksinkertaisuus ja laskennallinen helppous. 2. Robustisuus, so. eivät ole herkkiä poikkeaville havainnoille (Outliers). 3. Mittaukset ovat jo alunperin järjestysasteikolla. Nykyisellä laskentateholla kohta ei enää ole kovin tärkeä. Menetelmien haitta on, että esim. monimutkaisten lineaaristen mallien käsittely on hankalaa tai mahdotonta. 2. Satunnaistamismalli ja järjestyslukutestit Oletetaan luvun. tilanne. Jos kokeen mittaustukokset ovat välimatkaasteikon lukuja, korvataan ne järjestysluvuillaan. Oletetaan havainnot Kontrolli , Koe Järjestysluvut ovat silloin Kontrolli , Koe 3 4. Testisuureeksi voidaan valita koeryhmän järjestyslukujen summa = 8. Nollahypoteesin vallitessa kaikki kolmikot joukosta, 2, 3, 4, 5, 6, 7 ovat yhtätodennäköisiä. Jos vastahypoteesi on, että käsitttelyvaikuus on negatiivinen, voimme laskea yksisuuntaisen p-arvon. Koska lisäksi = 6, = 7, = 8, antavat pienemmän tai yhtä suuren summan, p-arvo on 4/ ( 7 3) = 4/35 = 0.4.

18 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 8 Jos vastahypoteesi on kaksisuuntainen, saadaan p-arvoksi 2 8/35 = 0.228, sillä mukaan on laskettava neljä suurinta summaa, joilla on sama todennäköisyys. Silloin kun varsinaiset mittaukset ovat kaikki eri suuria eli kun ei ole sidoksia, koko aineisto järjestysluvuiksi muunnettuina sisältää luvut, 2,..., N, joista koeryhmän järjestyslukuja merkitään R,..., R n ja kontrolliryhmän järjestyslukuja S,..., S m. Järjestyslukusumman W r = R + + R n jakauma saadaan nollahypoteesin vallitessa käymällä läpi kaikki n kombinaatiot luvuista, 2,..., N. Toisin kuin luvun. permutaatiotestien kohdalla nyt on mahdollista laskea taulukot W :n nollahypoteesijakaumalle. Koska N = N(N +)/2 ja kontrollijärjestyslukujen summa on W s = S + +S m = N(N +)/2 W r, niin P 0 (W r c) = P 0 (W s N(N +)/2 c). Riittää siis taulukoida pienemmän ryhmän järjestyslukusumman jakauma. Lyhyesti sanottuna Wilcoxonin järjestyslukusummatesti on sama kuin luvun. permutaatiotesti, kun mittaustulokset on korvattu järjestysluvuilla Koska saadaan odotusarvot N = N 2 = E(W r ) = n(n + ), E(W s ) = 2 (N + )N, 2 N(N + )(2N + ), 6 m(n + ), 2 ja varianssit mn(n + ) var(w r ) = var(w s ) =. 2 Järjestyslukusumman sijasta voidaan käyttää myös ns. Mann-Whitney -tunnuslukua W xy = niiden parien (x i, y j ) lukumäärä, joissa x i < y j, W yx = niiden parien (y j, x i ) lukumäärä, joissa y j < x i.

19 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 9 On helppo osoittaa, että kun sidoksia ei ole, pätee W xy = W r n(n + ) 2 W yx = W s m(m + ). 2 Luvun.6. asymptoottinen tulos voidaan kirjoittaa muotoon, että W r 2n(N + ) = 2 mn(n + ) 2 W xy mn 2 mn(m + n + ) noudattaa likimäärin N(0, )-jakaumaa nollahypoteesin vallitessa. Silloin kun sidoksia (yhta suuria arvoja) ei ole käytetään ns. keskijarjestyslukuja (engl. mid-rank). Esim. Kontrolli , Koe Keskijärjestysluvut ovat silloin Kontrolli , Koe Siis kahden pienimmäm arvon kohdalle tulee (+2)/2 =.5 ja seuraavien kolmen pienimmän arvon tilalle ( )/3 = 4. Odotusarvot E(W r ) ja E(W s ) pysyvät ennallaan, mutta varianssit muuttuvat var(w r ) = var(w s ) = mn(n + ) 2 mn q (z3 i z i), 2N(N ) missä q on eri suurien mittausarvojen lukumäärä, ja z i on i. pienimpien lukumäärä. Edellisessä esimerkissä q = 4, z = 2, z 2 = 3, z 3 =, z 4 =.

20 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 20 Mann-Whitney -tunnusluvut muutetaan vastavasti W xy = {niiden parien (x i, y j ) lukumäärä, joissa x i < y j }, + 2 { niiden parien lukumäärä, joissa x i = y j }, W yx = {niiden parien (y j, x i ) lukumäärä, joissa y j < x i }, + 2 { niiden parien lukumäärä, joissa x i = y j }. Mann-Whitney -tunnusluvuille saadaan myös mielenkintoinen tulkinta. Oletetaan, että yksilön i mittaluku on X i, kun hänet arvotaan kontrolliryhmään ja Y i, kun hänet arvotaan koeryhmään. Siis vain jompikumpi arvoista X i, Y i toteutuu. Kontrollitulokset x,..., x m ovat satunnaisotos arvoista X,..., X N, ja vastaavasti y,..., y n ovat satunnaisotos arvoista Y,..., Y N. Silloin P (x i < y j ) = N(N ) i = j =,j i I(X i < Y j ) = p +, joka on niiden parien suhteellinen osuus, joissa kontrolliarvo on pienempi kuin koearvo. Samoin saadaan P (x i > y j ) = p ja P (x i = y j )p 0, p + + p + p 0 =. Edelleen ( ) Wxy E = p + + mn 2 p 0, ( ) Wyx E = p + mn 2 p 0, Nollahypoteesia voidaan nyt kirjoittaa muotoon H 0 : p + = p ja kaksisuuntainen vastahypoteesi H A : p + p. Nämä tulkinnat saattavat on mukavia sellaisissa tilanteissa, missä additiivinen käsittelyvaikutus ei ole sopiva. Esimerkki. Psykologinen neuvonta. Nuorisorikollisuuden ehkäisemiseksi tehtiin koe jossa 80 poikaa arvottiin kahteen ryhmään, joista toinen sai normaalia neuvontaa (kontrolli) ja toinen erityisneuvontaa (käsittely). Lopuksi poikien sopeutuminen luokiteltiin neljään luokkaan: kehno, melko kehno, melko hyvä hyvä. Tulokset olivat

21 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 2 Kehno Melko kehno Melko hyvä Hyvä Summa Käsittely Kontrolli Summa Sarakesummat kertovat sidosten lukumäärän. Keskijärjestysluvut ovat 6.5, 20.5, 44 ja 70, ja W r = = 720. Odotusarvoksi saadaan E(W r ) = 620 ja keskihajonnaksi var(w r ) = Normaaliapproksimaatioon perustuva p-arvo on 0.6. Koska mittaukset ovat järjestysasteikolla, käsittelyvaikutusta voi kuvata em. kolmen todennäköisyyden kautta p (7 + 9) + 2 ( ) = 40 2 = 0.42, p = 40 2 = 0.28, p (5 + 7) + 9 ( ) = 40 2 = Mann-Whitney -tunnusluvusta saadaan käsittelyvaikutuksen estimaatti myös tilanteessa, jossa mittaukset ovat alunperin välimatka-asteikolla, ja käsittelyvaikutus oletetaan additiiviseksi ja vakioksi. Etsimme sellainen arvon, että testisuure W x,y laskettuna arvoista x,..., x m, y,..., y n ) osuu mahdollisimman lähelle odotusarvoa mn/2. Silloin täytyy keskiarvon luvuista I(x i < y j ) = I(y j x i > ) olla mahdollisimman lähellä puolikasta. Koska lukuja on kaikkiaan mn, haettu estimaatti on mediaani erotuksista = median i m, j n (y j x i ).

22 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT Vastinparimenettely Oletetaan luvun.2 tilanne, missä mittaluvut ovat pareja (x, y ),..., (x N, y N ). Erotukset d i = y i x i voidaan kirjoittaa muotoon sign (d i ) d i. Järjestyslukuihin perustuva vastine permutaatiotestille on korvata itseisarvot d i järjestysluvuillaan. Oletetaan aluksi, että kaikki nämä itseísarvot ovat eri suuria ja että kaikki d i 0. Positiivisiin erotuksiin d i > 0 liittyviä järjestyslukuja merkitään R,..., R n ja negatiivisiin erotuksiin d i < 0 liittyviä järjestyslukuja S,..., S m. Muodostetaan summa V r = R + + R n. Olettamuksista seuraa nyt, että V s = S + + S m = N(N + )/2 V r. (2.) Nollahypoteesi on jälleen, ettei käsittelyvaikutusta ole. Jos vastahypoteesi on, että käsittelyvaikutus on positiivinen, niin V r :n suuret arvot johtavat nollahypoteesin hylkäämiseen. Vastaavasti jos vastahypoteesi on, että käsittelyvaikutus on negatiivinen, niin V r :n pienet arvot johtavat nollahypoteesin hylkäämiseen. Kaksisuuntaista vaihtoehtoa vastaan sekä pienet että suuret arvot johtavat nollahypoteesin hylkäämiseen. Yhtä pitävästi tämänkanssa voi tarkastella erotusta V r V s = sign (d i )Rank ( d i ), (2.2) missä Rank ( d i ) on d i :n järjestysluku. Nollahypoteesin vallitessa jakauma voidaan taulukoida, täytyy vain käydä läpi kaikki 2 N arvoa ±r. r= Taulukoituna on kuitenkin yleensä testisuure V r. Nollahypoteesin vallitessa saadaan odotusarvot E(V r V s ) = 0, E(V r ) = E(V s ) = N(N + ). 4

23 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 23 ja varianssit [ks. kaava (2.)] N(N + )(2N + ) var(v r V s ) =, 6 N(N + )(2N + ) var(v r ) = var(v s ) =. 24 Luvun.6.2 perusteella nollahypoteesin vallitessa Z = V r 4N(N + ) = 24 N(N + )(2N + ) 6 V r V s N(N + )(2N + ) noudattaa likimäärin N(0, )-jakaumaa. Jos erotusten itseisarvojen joukossa on sidoksia, jakaumaa ei voi taulukoida, mutta pienillä N:n arvoilla luetella kaikki tapaukset. Nollasidosten käsittely vaatii erityishuomion. Oletetaan 7 erotusta 0, 0, 0,,, 2, 2 Keskijärjetysluvut erotusten itseisarvoille ovat 2, 2, 2, 4.5, 4.5, 6.5, 6.5. Positiivisia erotuksia vastaavien keskijärjestyslukujen summa on V r = = 7.5. V r :n kaikki mahdolliset arvot saadaan jakamalla etumerkit keskijärjestysluvuille 4.5, 4.5, 6.5, 6.5 kaikilla mahdollisilla tavoilla (2 4 = 6 kpl)) ja laskemalla positiiviset yhteen, Summat ovat 0, 4.5, 6.5, 9,, 3, 5.5, 7.5, 22. Niitä vastaavat todennäköisyydet ovat /6, 2/6, 2/6, /6, 4/6, /6, 2/6, 2/6, /6. Siis nollaerotukset poistetaan vasta järjestyslukujen laskemisen jälkeen.

24 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 24 Nollaerotusten kohtelua lukuunottamatta Wilcoxonin merkkinen järjestyslukutesti (engl. Wilcoxon signed-rank test) on itse asiassa permutaatiotesti, missä erotukset on korvattu erotusten itseisarvojen järjestysluvuilla. Odotusarvo ja varianssi nollahypoteesin valitessa ovat: E(V r ) = N(N + ) z 0(z 0 + ) 4 var(v r ) = N(N + )(2N + ) z 0(z 0 + )(2z 0 + ) q (zi 3 z i ), missä z 0 on nollaerotusten lukumäärä, ja muut z i :t kuten edellä järjetyslukusummatestin tapauksessa. Huom. Kaava (2.2) pitää paikkansa myös silloin, kun käytetään keskijärjestyslukuja. Siitä saadaan, että E(V r V s ) = 0 var(v r V s ) = sign (d i ) 2 Rank ( d i ) 2, so. varianssin kaavasta putoavat nollaerotuksia vastaavat keskijärjestysluvut pois. Seuraavaksi esitetään miten additiivinen käsittelyvaikutus voidaan estimoida. Tarkastellaan tapausta, että aineistossa ei ole sidoksia. Sitä varten kirjoitamme tunnusluvun V r muotoon V r = j= j I(d i + d j > 0). (2.3) Tämä kaava voidaan todistaa helposti kun huomataan, että d i + d j > 0 on yhtäpitävää sen kanssa, että itseisarvoltaan suurempi luvuista d i, d j on positiivinen (tässä voi olla myös i = j). Oletamme sitten hetken, että erotusten indeksointi on tehty niin, että d < d 2 < < d N.

25 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 25 Silloin j I(d i + d j > 0) = 0, jos d j < 0, = j, jos d j > 0. Siis kaavan (2.3) oikea puoli on positiivisia erotuksia vastaavien järjestyslukujen summa, mikä on V r :n määritelmä. Käsittelyvaikutuksen estimaatti saadaan taas samalla periaatteella kuin aikaisemminkin. Etsitään sellainen, että havaintoparit (x, y,..., x N, y N ) tuottavat testisuureelle arvon N(N + )/4, joka on odotusarvo nollahypoteesin vallitessa. Erotukset ovat muunnetulle aineistolle y i x i = d i, ja vastaava testisuure on V r ( ) = j= j I(d i + d j > 2 ). Koska summattavia on N + N(N )/2 = N(N + )/2, vaadittu odotusarvo N(N + )/4 saadaan kun valitaan ( ) di + d j = median i j 2 Tätä estimaattoria voi käyttää, vaikka aineistossa olisi sidoksia. 2.3 Järjestyslukujen pisteytys 2.3. Täydelleen satunnaistettu koe Järjestyslukujen sijasta käytettän joskus niistä johdettuja pistemääriä, so. luvut,..., N korvataan pistemäärillä a N (),..., a N (N). Testisuureena käytetään sitten summaa a N (R ) + + a N (R n ), missä R i :t ovat käsittelyryhmän järjestysluvut.

26 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 26 Normaalipistemäärät (engl. normal scores) saadaan, kun asetetaan a N (r) = E(Z (r) ), r =, 2,..., N, missä Z () < Z (2) < < Z (N) on järjestetty otos Z,..., Z N normaalijakaumasta N(0, ). Niitä on hankala laskea, joten tavallisesti käytetään asymptoottisesti yhtäpitäviä pistemääriä (van der Waerden -pistemäärät) a N (r) = Φ (r/(n + )), missä Φ on N(0, ):n kertymäfunktio. Mediaanitestit saadaan kun valitaan a N (r) = 0, kun r (N + )/2, =, kun r > (N + )/2. Silloin testi suure kertoo moniko mittaus käsittelyaineistossa on yhtä suuri tai suurempi kuin koko aineiston mediaani. Mediaanitestin voimakkuus on useimmiten vähäisemoi kuin Wilcoxonin testin. Kun alkuperäiset vasteet ovat esim. elinaikoja, voidaan käyttää ns. eksponetiaalisia pistemääriä a N (r) = E(Z (r) ), r =, 2,..., N, missä Z () < Z (2) < < Z (N) on järjestetty otos eksponentiaalisesta jakaumasta Exp(). Silloin saadaan kaava Vastiparimenettely a N (r) = N + N + + N r +. Yksi vaihtoehto Wilcoxonin testille on antaa pisteet a N (r) = E( Z (r) ), missä Z,..., Z N on otos N(0,)-jakaumasta ja Z () < < Z (N) itseisarvojen mukaan järjestetty otos. Approksimaatio saadaan kaavasta ( a N (r) = Φ r 2(N + ) + ). 2 Merkkitesti saadaan valitsemalla yksinkertaisesti a N (r) = kaikille r. Molemmissa tapauksissa testisuureena käytetään positiivisia erotuksia vastaavaa summaa an (R i ).

27 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT Useita käsittelyjä Oletetaan, luvun.3 tilanne: Kokeessa on useita käsittelyjä, ja koeyksilöt on arvottu käsittelyryhmiin. Nollahypoteesi on, että käsittelyillä ei ole eroa. Analogisesti luvun 2. tapaan mittaluvut korvataan järjestysluvuilla, jotka lasketaan koko aineistosta. Oletaan, että ryhmien koot ovat n i, i =,..., k, N = n + + n k. Mitta luvut ovat y ij, i =,..., k, j =,... n i, ja vastaavat järjestysluvut R ij. Testisuure voidaan määritellä kaavana missä K = 2 N(N + ) k R i. = n i ( n i R i. N + ) 2, 2 n i j= R ij, so. ryhmän i järjestyslukujen keskiarvo. Neliösumman kerroin saadaan myös kaavasta N(N + ) 2 = = N N k ) 2 ( i N + 2 n i ( R ij N + ) 2. 2 j= Voimme siis kirjoittaa myös k K = n ( ) i Ri. N+ 2 2 k ni ( ) N j= Rij N Kerroin on valittu siten, että nollahypoteesin vallitessa E(K) = k. Testi on ns. Kruskal-Wallis -testi. Testisuureen jakauma saadaan käymällä läpi kaikki kokonaislukujen, 2,..., N jaot k ryhmään, joiden koot ovat n,..., n k. Kun kaikki ryhmäkoot n i, ja min n i / max n i λ, λ > 0, niin K χ 2 (k ) likimäärin nollahypoteesin vallitessa.

28 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 28 Kun aineistossa on sidoksia, käytetään keskijärjestyslukuja. Silloin kaava (2.4) pätee automaattisesti, kun sijoitetaan R ij :n paikalle vastaavat keskijärjestysluku Rij. Eksplisiittinen kaava on N ( Rij N + ) 2 = 2 N(N + ) 2 missä q ja z i :t ovat kuten luvussa 2.. 2(N ) q (zi 3 z i ), Jos ed. testillä päädytään siihen, että käsittelyillä on eroa, ryhmiä voi testata pareittain esim. Wilcoxonin järjestyslukusummatestillä ja kertoa saadun p-arvon tehtyjen testien lukumäärällä k(k )/2. i=i 2.4. Dikotominen vaste Oletetaan, että vaste on kaksiluokkainen, esim. tai 2. Silloin aineisto muodostaa k 2 taulun. Oletetaan, että rivin i frekvenssit ovat A i, B i. Summat A i +B i = n i ovat ryhmäkokoja, ja sidosten määrät ovat i A i = z ja i B i = z 2, z +z 2 = N. Keskijärjestysluvuilla on vain kaksi erilaista arvoa: (z + )/2, z + (z 2 + )/2, ja R i. = ( z + z 2 + A i + B i z + B i n i 2 2 Sijoitetaan B i = n i A i ja z 2 = N z. Algebrallisten laskujen jälkeen saadaan Kruskal-Wallis -testisuureen arvoksi ( k ) N(N ) A 2 i K = z2. (2.4) z z 2 n i N Jos kaavassa N korvataan N:llä, saadaan tavanomainen χ 2 -riippumattomuustesti. ) Kaksi käsittelyä ja multinomivaste Tarkastellaan nyt tilannetta, missä meillä on kaksi käsittelyä, mutta vaste on kategorinen l. luokitteleva, esim. C, C 2,..., C k. Oletetaan, että kontrolliryhmässä m ja käsittelyryhmässä n yksilöä. Nollahypoteesin mukaan

29 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 29 käsittelyllä ei ole vaikutusta, joten silloin ajattelemme taas, että, luokkien C i lukumäärät z i, i =,..., k ovat jo etukäteen olemassa. Koejärjestelyn kautta ne vain tulevat satunnaisesti arvotuksi kahteen ryhmään. Lopputuloksena on, että kontrolliryhmään tulee A i kpl vasteita C i, ja koeryhmään tulee B i kpl vasteita C i, i A i = m, i B i = n. Formaalisti sama lopputulos syntyy, kun ajatellaan, että kontrolli ja käsittelytunnukset, esim. m kpl :iä ja n kpl 2:ia arvotaan satunnaisesti k luokkaan siten, että luokkaan i arvotaan z i kpl tunnuksia. Lopputuloksena on sitten, että luokassa i on A i kpl kontrollitunnuksia ja B i kpl koetunnuksia. Lyhyesti sanottuna ikään kuin teemme vasteluokista käsittelyja ja käsittelykontrolli jaosta vasteen. Analyysi menee sitten samalla tavalla kuin luvussa Satunnaistetut lohkot Oletetaan luvun.4 tilanne: Koeyksilöt on ryhmitelty homogeenisiin lohkoihin. Lohkon koko on k, joka on sama kuin käsittelyjen määrä. Käsittelyt arvotaan erikseen kunkin lohkon sisällä. Järjestysluvut annetaan erikseen lohkon sisällä, so. kukin lohko sisältää järjestysluvut, 2,..., k. Nollahypoteesi on jälleen, ettei käsittelyillä ole eroa. Oletetaan nyt, että lohkossa j käsittelyn i saaneen yksilön järjestysluku on R ij, i =,..., k, j =,..., N. Käsittelyn i asemaa mitta nyt keskiarvo R i. = R ij. N Kaikkien järjestyslukujen keskiarvo on R.. = 2 (k +), sillä jokaisessa lohkossa ovat luvut, 2,..., k. Nollahypoteesia voidaan testata nyt Friedmanin testisuureella Q = 2N k(k + ) k j= ( R i. 2 (k + ) ) 2.

30 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 30 Neliösumman kerroin on jälleen valittu niin, että χ 2 (k )-jakauma on hyvä approksimaatio, kun N. Kerroin saadaan myös kaavasta k ( R ij k + ) 2 N k 2 = N j= j= Q = k k ( i k + ) 2 = 2 k(k + ), 2 so. k(k + )/2 on lohkojen sisäisten varianssien keskiarvo. Voimme siis kirjoitaa myös N k ( Ri. 2 (k + )) 2 N N j= k k ( ) Rij k+ 2 (2.5) 2 Jos aineistossa on sidoksia, korvataan R ij :t keskijärjestysluvuilla R ij, jolloin kaava (2.5) pätee. Huom. vain lohkon sisäiset sidokset otetaan huomioon Kaksi käsittelyä Nyt meillä on vastinparitilanne. Kontrolli vaste on x j ja käsittelyvaste y j, j =,..., N. Oletetaan aluksi yksinkertaisuuden vuoksi, ettei sidoksia ole. Vastaavat järjestyslukujen keskiarvot ovat vastaavasti R. = + I(x j > y j ) N R 2. = + N j= I(y j > x j ). Selvästi R. + R 2. = 3, joten ( ( Q = 4N R N 2 = 4N I(d i > 0) 2) 2), missä d i = y i x i. Huom. j I(d i > 0) Bin(N, 2 ), mihin testi voidaan perustaa. Kysymyksessä on ns. merkkitesti. Jos aineistossa on nollaerotuksia z 0 kpl, poistetaan ne, ja silloin j I(d i > 0) Bin(N z 0, 2 ). j= j=

31 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT Cochranin ja McNemarin testit Oletetaan, että. vaste on kaksiluokkainen 0,, 2. j. lohkossa on L j ykköstä ja k L j nollaa, 3. käsittelyyn i liittyy B i ykköstä ja N B i nollaa. Nollaa vastaava keskijärjestysluku on j. lohkossa on 2 (k L j + ) ja ykköstä vastaava keskijärjestysluku on k L j (L j + ) = k 2 L j + 2. Erinäisten algebrallisten laskutoimitusten jälkeen testisuureen kaavaksi saadaan Q = k(k ) k (B i B) 2 k N j= L j. N j= L2 j Laskut voi tietysti tehdä myös kaavan (2.5) avulla. Nimittäjä on vakio permutaatioiden suhteen, vain osoittaja vaihtelee. Tätä testiä sanotaan Cochranin testiksi. McNemarin testi saadaan tästä erikoistapauksena, kun käsittelyjä on kaksi. Sitä on kuitenkin helpompi lähestyä luvun 2.5. kautta. Lohkot ovat nyt vastinpareja, ja mahdolliset parin (x i, y i ) arvot ovat (0, 0), (0, ), (, 0), (, ). Oletetaan, että niitä on järjestyksessä A, B, C, D kpl. Silloin luvun 2.5. testisuure I(d i > 0) = B, j= ja nollaerotusten lukumäärä on z 0 = A + D. Luvun 2.5. tulosten mukaisesti B Bin(N A D, 2 ). Koska N A D = B+C, tarvitsemme vain ne parit, jotka tuottavat eri vasteet. Silloin niiden osuus, joissa käsittely on "onnistunut", noudattaa binomijakaumaa nollahypoteesin vallitessa, B Bin(B + C, 2 ).

32 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT Oikaistut järjestysluvut Friedmanin testin testin voimakkuutta voi usein kasvattaa käyttämällä ns. oikaistuja järjestyslukuja. Oletetaan, että lohkot poikkeavat ennen kaikkea keskiarvoltaan. Voimme vähentää havainnoista lohkokeskiarvon, so. siirrtytään arvoihin ỹ ij = y ij ȳ.j, ȳ.j = k i Seuraavaksi annetaan järjestysluvut R ij = Rank (ỹ ij ) koko aineiston suhteen, so. jaetaan luvut,..., kn. Tämä on perusteltua, koska lohkot on tehty vertailukelpoisiksi. Sidosten sattuessa käytetään keskijärjestyslukuja. Tarvitsemme vielä keskiarvot R i. = R ij, N Testi suure on R.j = k R.. = kn Q = j= k R ij, j= k j= N ( k Ri. N N j= k k y ij. R ij = (kn + ). 2 ) 2 2 (kn + ) ( Rij kn+ 2 ) 2. Huom. Q:n nimittäjä on vakio permutaatioiden suhteen. Tarkka jakauma saadaan, kun käydään läpi kaikki k! permutaatiota kunkin lohkon sisällä toisistaan riippumatta, so. (k!) N permutaatiota kaikkiaan. Huom. Siis järjestysluvut koko aineiston suhteen, mutta permutaatiot lohkon sisällä.

33 2 JÄRJESTYSLUKUIHIN PERUSTUVAT MENETELMÄT 33 Voimme tietysti keskiarvokorjauksen sijasta käyttää mediaania tai trimmattua keskiarvoa tms. Voimme myös korjata skaalan suhteen, jos se näyttää tarpeelliselta, vrt. luku.4. Oleellista on, että korjaus on invariantti permutaatioiden suhteen. Jälleen, kun N, pätee nollahypoteesin vallitessa likimäärin Q χ 2 (k ).

34 3 POPULAATIO JA SATUNNAISOTOS 34 3 Populaatio ja satunnaisotos Tähän asti johtopäätöksemme ovat perustuneet pelkästään kokeen tekijän suorittamaan satunnaistamiseen. Seuraavaksi tarkastelemme populaatiomalleja niistä poimittuja satunnaisotoksia. Edellä kuvattujen satunnaistamismallien heikkous on siinä, että johtopäätökset koskevat vain niitä yksilöitä, jotka osallistuvat kokeeseen. Mutta esim. lääketutkimuksessa olemme tietysti kiinostuneita kaikista potentiaalisista lääkkeen käyttäjistä. Kaikkein luotettavin keino tällaisen yleistyksen tekemiseen perustuu siihen, koeyksilöt on poimittu satunnaisesti populaatiosta, josta olemme kiinostuneita esim. yksinkertaisella satunnaisotanalla. Silloin jokaisella N yksilön joukolla on sama todennäköisyys tulla poimituksi otokseen. Harkinnanvarainen koeyksilöiden poiminta on yleensä epäluotettavaa. Usein yksinkertaisen satunnaisotoksen poiminta on kuitenkin esim. suurista ihmispopulaatioista käytännöllisistä syistä vaikeaa: täytyy olla lista populaatiosta ja huolehtia, että poimitut todella tulevat otokseen. Toinen periaattellinen vaikeus on, että populaatiot muuttuvat ajassa, ja että olemme kiinnostuneita tulevaisuuden populaatiosta, jota ei vielä ole. Siis suotuisimmissakin tilanteissa harkintaa tarvitaan, kun halutaan yleistää otoksesta saatavat johtopäätökset muualle maailmaan ja toiseen aikaan. Populaatiolla jatkossa tarkoitetaan, ei niinkään yksilöiden muodostamaa joukkoa, vaan yksilöistä mittaamalla saatujen lukujen joukkoa. Niinpä tärkeitä käsitteitä ovat satunaismuuttujat ja niiden kertymäfunktiot. Esim. Oletetaan, että satunnaisesti poimitusta yksilöstä mitattu arvo (esim. verenpaine) x. Sen kertymäfunktio on todennäköisyys P (x x ) = F (x ). Poimitaan satunnaisesti toinen yksilö, joka edellisestä poiketen saa käsittelyn ja jonka mittaluku on y ja P (y y ) = G(y ). Nollahypoteesi, ettei käsittelyllä ole vaikutusta saa muodon F = G.

35 3 POPULAATIO JA SATUNNAISOTOS Kaksi käsittelyä tai ominaisuutta 3.. Mallit Tarkastellaan seuraavia malleja Malli. Satunnaistamismalli kahden käsittelyn vertaamiseksi. Koeyksilöt, N kpl, on annettu ja m yksilöä arvotaan käsittelyyn ja n yksilöä käsittelyyn 2. Toinen käsittelyista voi olla kontrolli. Tämä on lukujen. ja 2. tilanne. Malli 2. Populaatiomalli kahden käsittelyn vertaamiseksi. Koe yksilöt, N kpl, poimitaan yksinkertaisella satunnaisotannalla käsittelyjen potentiaalisten kohteiden populaatiosta. Käsittelyyn otetaan m yksilöä ja käsittelyyn 2 n yksilöä. Jako tehdään yksilöistä mitään tietämättä, esim. satunnaistamalla. Malli 3. Kahden ominaisuuden tai osapopulaation vertailu poimimalla otos kummastakin. Yksinkertaiset satunnaisotokset, kooltaan m ja n (m+ n = N), poimitaan molemmista osapopulaatioista. Malli 4. Kahden ominaisuuden tai osapopulaation vertailu poimimalla yksi otos yhdistetystä populaatiosta. Yksinkertainen satunnaisotos, N kpl, poimitaan yhdistetystä populaatiosta, jolloin saadaan satunnaisotokset, kooltaan m ja n, m + n = N osapopulaatioista. Otoskoot m, n ovat satunnaisia. Malli 5. Kahden mittausjoukon vertailu. Tehdään riippumattomat mittausasarjat kahdella menetelmällä tai kaksissa olosuhteissa. Käsitellään malleja 2 5. Otos- tai mittausarvoja merkitään nyt x,..., x m ja y,..., y n Näihin ryhmiin liittyviä kertymäfunktioita merkitään vastaavasti F :llä ja G:llä. Nollahypoteesit ovat, että käsittelyillä ei ole eroa, tai että osapopulaatoiden jakaumat ovat samat. Vastahypoteesit ovat että eroa on. Formaalisti H 0 : F = G, H A : F G.

36 3 POPULAATIO JA SATUNNAISOTOS 36 Nollahypoteesitilanteessa pätee siis, että x,..., x m, y,..., y n on satunnaisotos samasta jakaumasta. Kun nämä arvot on annettu, jokainen niiden permutaatio on yhtä todennäköinen. Tämän takia luvuissa. ja 2. esitetyt menetelmät p-arvojen laskemiseksi ovat nytkin käyttökelpoisia. Järjestyslukutestien osalta saamme tuloksen, että jos yhteinen kertymäfunktio F = G on jatkuva, sidosten ilmaantumisen todennäköisyys on 0, joten esim. Wilcoxonin kahden otoksen testi on täydelleen jakaumasta riippumaton. Populaatiomallien mukana tulee mahdolliseksi vertailla eri testejä voimakkuuslaskelmien avulla. Annetuilla otosmäärillä m ja n voimakkuuden laskeminen edellyttää useimmiten Monte Carlo -kokeita. Kun m, n, voimme tehdä analyyttisiä vertailuja Suurten otosten teoriaa Keskiarvoihin perustuva testi Oletetaan kertymäfunktiot F, G ja satunnaisotokset x,..., x m, y,..., y n kuten edellä. Tarkastellaan tilannetta, missä jakaumat poikkeavat vain sijaintinsa osalta G(y) = F (y ). Koetilateessa on käsittelyvaikutus. Jos > 0, niin P (y j > y) = G(y) = F (y ) > F (y) = P (x i > y), kun oletetaan, että F on aidosti kasvava. Siis käsittelyarvot ovat keskimäärin suurempia kuin kontrolliarvot. Helposti nähdään myös, että y j F. Kun oletetaan, että var(x i ) = τ 2 (samoin tietysti var(y j ) = τ 2 ), niin suurissa otoksissa (m, n ) ȳ x N[, τ 2 (/m + /n)]. (3.) Tarkastellaan yksinkertaisuuden vuoksi hypoteesiparia H 0 : = 0, H A : > 0. Suurissa otoksissa merkitsevyystason α testi hylkää H 0 :n, kun ȳ x > u α τ /m + /n, (3.2)

37 3 POPULAATIO JA SATUNNAISOTOS 37 missä u α = Φ ( α). Käytännössä τ on tuntematon ja joudutaan estimoimaan (ja ehkä käytetään t-jakaumaa eikä normaalijakaumaa) tai sitten lasketaan p-arvo permutoimalla (täydelleen luettelemalla tai Monte Carlo -simuloinnilla), mutta suurissa otosissa kaava (3.2) pitää silloinkin likimäärin paikkansa. Kaavoista (3.) ja (3.2) saadaan myös likimääräinen voimakkuus, sillä kun on todellinen arvo, niin hylkäämisen todennäköisyys on Π t ( ) P (ȳ x > u α τ /m + /n) ( ȳ x = P τ /m + /n > u α = Φ ( u α mn N τ ) τ /m + /n ) (3.3) Järjestyslukuihin perustuva testi Voidaan osoittaa, että Wilcoxonin järjestyslukutestin voimakkuus on likimäärin suurissa otoksissa ( mn ) Π W ( ) Φ u α N 2 f(t) 2 dt, (3.4) missä f(t) = F (t), so. tiheysfunktio. Trimmattuihin keskiarvoihin perustuva permutaatiotesti Suurissa otoksissa trimmattuihin keskiarvoihin perustuva testin voimakkuus on likimäärin ( ) mn Π q ( ) Φ u α, (3.5) N τ q

38 3 POPULAATIO JA SATUNNAISOTOS 38 missä 0 < q = r/n = s/m < /2 on trimmauksen suuruus ja ȳ q = x q = τq 2 = = n 2r m 2s ( 2q) 2 ( 2q) 2 n r j=r+ m s y (j) x (i) i=s+ { q q { ξq [F (t)] 2 dt + 2q[F ( q)] 2 } ξ q t 2 f(t) dt + 2qξ 2 q }, (3.6) missä ξ q = F ( q). Kaavassa on oletettu yksinkertaisuuden vuoksi, että F on symmetrinen origon suhteen, so. F (q) = F ( q) kaikilla 0 < q < (tai yhtä pitävästi F ( x) = F (x) kaikilla x). Vertailut Kiinnitetään nyt keskiarvotesteissä otoskoot m, n ja etsitään sellaiset otoskoot mc W, nc W sekä mc q, nc q, että näillä arvoilla Wilcoxonin testin ja trimmatttujen keskiarvojen testit tuottavat saman voimakkuuden kuin keskiarvotesti. Käänteisluvut /c W ja /c q antavat näiden kahden testin tehokkuuden keskiarvotestin suhteen. Saamme helposti, että ( ) 2 = 2τ 2 f(t) 2 dt c W = τ 2. c q τ 2 q Kaavasta (3.6) saadaan raja-arvo τq 2 [2f(0)] 2, kun q 2, joka antaa tehokkuuden, kun käytetään mediaania. Jos F on N(0, τ 2 )-jakauman kertymäfunktio, jolloin keskiarvotesti on optimaalinen, niin helppo lasku osoittaa, että f(t) 2 dt = 2τ π.

39 3 POPULAATIO JA SATUNNAISOTOS 39 Siis Wilcoxonin testin tehokkuus on tässä tapauksessa 3/π = eli varsin korkea. Trimmatun keskiarvon osalta saadaan, että τ 2 q = τ 2 ( ) 2uq ϕ(u ( 2q) 2 q ) + 2q + 2qu 2 q, missä u q = Φ ( q) kuten edelläkin ja ϕ on N(0,)-jakauman tiheysfunktio. Esim. q = 0. tuottaa tehokkuden Kun q /2, saadaan raja-arvona 2/π = 0.64, joka on tehokkus myös silloin kun käytetään estimaattina mediaania. 3.2 Useamman käsittelyn tai ominaisuuden vertailu populaatiomallissa Yleistys useamman käsittelyn populaatiomalliin ja useamman osapopulaation malliin tapahtuu analogisesti tämän luvun tapaan. 3.3 Vastinaparivertailu populaatiomallissa Luvuissa.2 ja 2.2 on kerrottu vastinaparimenettelystä satunnaistetussa kokeessa. Nyt esitetään vastaava populaatiomalli. Oletetaan, että N paria, (x, y ),..., (x N, y N ), poimitaan yksinkertaisella satunnaisotannalla parien populaatiosta. Pariin liittyvää 2-ulotteista kertymäfunktiota merkitään P (x i x, y i y ) = M(x, y ). Yksinkertaisuuden vuoksi sanotaan x-havaintoja kontrolleiksi ja y käsittelyhavainnoiksi. Asetetaan nollahypoteesi, ettei käsittelyllä ole vaikutusta. Sen matemaattinen muotoilu on, että parien (x i, y i ) ja (y i, x i ) jakaumat ovat samat, so. P (x i x, y i y ) = M(x, y ) = M(y, x ) = P (x i y, y i x ). (3.7) Oletamme edelleen, että jos käsittelyllä on vaikutusta, niin se ilmenee ennen kaikkea keskimääräisenä vasteen kasvuna tai vähenemisenä. Silloin on perusteltua siirtyä erotuksin d i = y i x i.

40 3 POPULAATIO JA SATUNNAISOTOS 40 Merkitään P (d i d ) = F (d ). Olettamuksesta (3.7) seuraa, että nollahypoteesin vallitessa satunnaismuuttujien d i ja d i jakaumat ovat samat, so. F (d ) = P (d i d ) = P ( d i d ) = P (d i d ) = F ( d ). Siis nollahypoteesin matemaattinen muoto on H 0 = F (d ) = F ( d ), kaikilla d. Tiheysfunktioiden avulla ilmaistuna nollahypoteesi on f(d ) = f( d ) kaikilla d. Testisuureeksi voidaan valita esim. keskiarvo d, trimmattu keskiarvo d q, Wilcoxonin testisuure sign (d i )Rank ( d i ), merkitestisuure sign (d i ) tms. Merkkitesti on yhtä pitävä mediaaniin perustuvan testin kanssa. Nollahypoteesin (3.3) vallitessa pätee ehdollisille jakaumille P (sign (d i ) = + d i ) = P (sign (d i ) = d i ) = 2. Tätä ominaisuutta käyttämällä voidaan laskea p-arvot permutaatiojakauman avulla täsmälleen samoin kuin satunnaistamismalleissa luvuissa.2 ja 2.2. Järjestyslukutestillä ja merkkitestillä on kuitenkin lisäksi se ominaisuus, että jos F on jatkuva jakauma, testit ovat täysin jakaumasta riippumattomia. Voimakkuuksille saadaan samantapaiset likiarvot kuin kahden riippumattoman otoksen tapauksessa: ( ) Π t ( ) Φ u α N τ ( Π W ( ) Φ u α N 2 Π q ( ) Φ (u α ) N τq Π sign ( ) Φ ( u α N ) 2f(0), ) f(t) 2 dt

41 3 POPULAATIO JA SATUNNAISOTOS 4 missä f(t) = F (t), erotusten d i tiheysfunktio nollahypoteesin tilanteessa. Tehokkuudet ovat samat kuin kahden riippumattoman otoksen tilanteessa. Edellä kuvatut testimenettelyt sopivat vieläkin yleisempään tilanteeseen. Voimme olettaa, että pari (x i, y i ) satunnaisesti poimittu populaatiosta, jonka kertymäfunktio on M i (x, y ) ja erotuksen y i x i kertymäfunktio on F i. Nollahypoteesiksi asetamme nyt H 0 : F i (d ) = F i ( d ) kaikilla arvoilla i. Merkkitesti on tässäkin tilanteessa täysin jakaumasta riippumaton. Vaikka tämä yleisyys näyttää hyvältä, joudumme taas pohtimaan yleistämisen ongelmaa uudelleen. Yleistys useamman käsittelyn tilanteeseen voidaan tehdä olettamalla, että lohkot on poimittu lohkojen populaatiosta. Kun käsittelyjä tai ominaisuuksia on k kpl, meidän otoksemme koostuu riippumattomista satunnaisvektoreista (x j, x 2j,..., x kj ), j =,..., N, joiden kertymäfunktio on M(x, x 2,..., x k) = P (x ij x, x 2j x 2,..., x kj x k). Nollahypoteesin mukaan käsittelyillä ei ole eroa. Tämä tarkoittaa, että kaikilla permutaatioilla (x π,j, x π2,j,..., x πk,j ) on sama jakauma. Matemaattisesti M(x, x 2,..., x k) = M(x π, x π2,..., x πk) kaikilla lukujen, 2,..., k permutaatioilla π, π2,..., πk.