STATISTICA
a.a. 2003-2004
– LA STATISTICA INFERENZIALE
– TEST A UNA CODA E A DUE CODE
– TEST DEL CHI QUADRATO
CONFRONTO FRA
POPOLAZIONI
– Uno scopo della statistica è determinare se
le caratteristiche di due popolazioni sono
differenti o meno.
– Si traggono cioè conclusioni sulla
popolazione, determinando un’inferenza
statistica.
– Possiamo confrontare campioni o
popolazioni attraverso le medie o le
varianze.
CONFRONTO FRA
POPOLAZIONI
– Per effettuare un confronto si ricorre al test
statistico.
– Il test statistico è il procedimento che
consente di rifiutare o non rifiutare
(accettare ) un’ipotesi sulla popolazione
– Il test assegna un certo valore di
probabilità all’ipotesi che viene formulata.
L’IPOTESI NULLA
– Si usa in genere la cosiddetta ipotesi nulla
(H0).
– Essa postula come inesistenti (nulle, pari a
zero) le differenze fra le caratteristiche
delle popolazioni in esame (H0 : A=B).
– Un test statistico consente di provare
l’inaccettabilità (con una certa quota di
errore) di un’ipotesi, ma non di provarla.
L’IPOTESI NULLA
– Se la probabilità che l’ipotesi nulla sia vera
è bassa, vorrà dire che le popolazioni
confrontate sono verosimilmente differenti.
– Confrontare un modello con un campione
sperimentale, tramite un test statistico,
significa provare la concordanza tra i dati
reali e il modello, cioè la validità del
modello.
L’IPOTESI NULLA
– Prima dell’esperimento si stabilisce il
valore limite per la probabilità che l’ipotesi
nulla sia vera.
– Per probabilità inferiori a tale valore
stimeremo falsa l’ipotesi nulla.
– Per probabilità superiori, non si è in grado
di rifiutare l’ipotesi nulla.
L’IPOTESI NULLA
– Per convenzione si adottano due livelli di
significatività:
• se la probabilità che l’ipotesi nulla sia vera è
uguale o minore al 5% (p<=0.05) si dice che la
differenza fra le popolazioni considerate è
significativa
• se la probabilità è minore o uguale all’1%
(p<=0.01) si dice che la differenza fra le
popolazioni è altamente significativa.
L’IPOTESI NULLA
• Se la probabilità è maggiore di 0.05, non
si può concludere che le popolazioni
considerate sono uguali, ma si può
ammettere di non avere elementi
sufficienti per affermare l’esistenza di
una differenza.
• Il livello di significatività è il rischio di
rifiutare erroneamente l’ipotesi nulla
quando questa è vera.
L’IPOTESI NULLA
• Questo errore è definito come errore di I tipo
o errore a .
• La probabilità di non rifiutare l’ipotesi nulla
quando questa è in realtà falsa (ossia di
accettare un’ipotesi nulla falsa) viene detta
errore di II tipo o errore b .
STRUTTURA DEI TEST
– Un test di significatività consiste nel calcolo di un
parametro e della distribuzione di probabilità ad
esso associata.
– Questi parametri (chi quadrato, t di student, ecc.)
hanno distribuzioni di probabilità diverse a
seconda del numero di gradi di libertà (GdL)
impiegati nel calcolo.
– Queste diverse distribuzioni sono tabulate su
apposite tavole.
USO DELLE TAVOLE
– Le tavole permettono di evitare di ricorrere
alle equazioni delle curve di distribuzione
del parametro.
– In una tavola vengono riportati i valori del
parametro che vengono superati nel 5%
dei casi, o nell’1% o in una frazione
interessante (10%, 50%, ecc.).
– Ottenuto il valore del parametro si valuta
sulla tavola se supera il valore
corrispondente alla probabilità prescelta.
USO DELLE TAVOLE
– Nel caso in cui il parametro superi tale
valore critico, la probabilità che ciò sia
avvenuto casualmente è inferiore alla
probabilità critica prescelta.
– Quindi si considerano significativamente
differenti le due popolazioni in questione.
– In tal modo la probabilità di definire
differenti popolazioni che non lo sono
(errore del I tipo) è pari al livello critico
prescelto (es. 5%).
TEST A UNA CODA E
TEST A DUE CODE
– Supponiamo di confrontare due serie di
dati A e B
– Se in seguito ad un test statistico rifiutiamo
l’ipotesi nulla H0 : A=B dobbiamo assumere
un’ipotesi alternativa.
– Si possono creare due diverse situazioni:
• può interessare solo la differenza fra le due
serie di dati nel senso di A>B (oppure A <B) e
quindi l’ipotesi alternativa sarà H1 : A>B
TEST A UNA CODA E
TEST A DUE CODE
– Supponiamo di confrontare due serie di
dati A e B
– Se in seguito ad un test statistico rifiutiamo
l’ipotesi nulla H0 : A=B dobbiamo assumere
un’ipotesi alternativa.
– Si possono creare due diverse situazioni:
• può interessare solo la differenza fra le due
serie di dati nel senso di A>B (oppure A <B) e
quindi l’ipotesi alternativa sarà H1 : A>B
oppure H1 : B>A
TEST A UNA CODA E
TEST A DUE CODE
• Può non interessare la deviazione in un solo
senso e quindi ci si limita alla verifica
dell’ipotesi di uguaglianza fra A e B.
• Nel primo caso (test a una coda o unilaterale)
si deve considerare la probabilità che la serie A
sia maggiore della serie B
• Nel secondo caso (test a due code o
bilaterale) si deve considerare la probabilità
che la serie A sia maggiore della B oppure che
la B sia maggiore della A.
TEST A UNA CODA E
TEST A DUE CODE
• Se p1=P(A>B) e p2=P(B>A), nel caso del
test a due code si avrà
pT=p1+p2=Probabilità totale
• Nella distribuzione normale, se si ha una
probabilità del 5% di trovare un valore
esterno a m +/- 1.96 s (probabilità a due
code), si ha una probabilità del 2.5% di
trovare un valore superiore a m +1.96 s
(probabilità ad una coda).
TEST A UNA CODA E
A DUE CODE
– All’inizio dell’esperimento occorre stabilire
se il test di significatività sarà a una o a
due code, ossia se interessano le
variazioni in un solo senso (maggiore o
minore) o in tutti e due i sensi .
– Un certo valore del parametro sarà
significativo a livello di probabilità p per il
test bilaterale, al livello p/2 per il test
unilaterale.
TEST A UNA CODA E
A DUE CODE
– La scelta del test unilaterale non dovrebbe
essere presa dopo aver visto i dati e la
direzione della loro deviazione, ma a priori
e solo se si ha la certezza che le
deviazioni in una direzione si verificano
solo per caso e quindi non saranno mai
significative.Ciò avviene raramente: è
meglio usare i test bilaterali anche se
hanno livello critico più alto e quindi
significatività minore.
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Supponiamo di avere due popolazioni
nelle quali ogni individuo abbia probabilità
P1 e P2 di mostrare la caratteristica A.
– In un campione casuale proveniente dalla
prima popolazione, r membri hanno la
caratteristica A e quindi frequenza relativa
r1/n1
– Nella seconda popolazione la frequenza
relativa è r2/n2.
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Questi dati possono essere esposti nella
tabella di contingenza 2x2:
Caratteristica A
Presente
Assente
campione1
r1
n1-r1
n1
campione2
r2
n2-r2
n2
___________________________________
r1+r2
(n1-r1)+(n2-r2) n1+n2
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Il totale delle osservazioni è a destra in
basso.
– Le quatto celle interne rappresentano le
frequenze osservate.
– L’ipotesi nulla afferma che la frequenza
relativa della caratteristica A è uguale nelle
due popolazioni (P1=P2).
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Ad esempio abbiamo due campioni
indipendenti di 45 e 46 pazienti affetti da
infarto acuto.
– Nel primo gruppo viene somministrato
propanololo, nel secondo no.
– Ad un mese di distanza si valutano
sopravvissuti e si ottiene la seguente
tabella:
TEST DEL CHI-QUADRATO
Trattamento
Propanololo Controllo
sopravvissuti
no
38
29
67
7
17
24
___________________________________
45
46
91
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Secondo l’ipotesi nulla i tassi di
sopravvissuti nelle due popolazioni sono
identici . Tale tasso, stimato sui campioni,
si ottiene dal rapporto 67/91 = 0.736.
– Se è vera l’ipotesi nulla, la proporzione di
sopravvissuti deve essere mantenuta nei
due gruppi (numero di unità attese).
– Nel primo gruppo il numero atteso di
sopravvissuti è 45(67/91)=33.132
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Nel gruppo di controllo il numero atteso è
46(67/91)=33.868.
– Allo stesso modo il numero atteso di
decessi è nel primo gruppo
45(24/91)= 11.868
e nel gruppo di controllo
46(24/91)=12.132
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Il test del chiquadrato per il
confronto di due
proporzioni in
campioni
indipendenti si basa
sulla differenza fra
frequenze osservate
O e attese E:
(O  E )
 
E
2
2
TEST DEL CHI-QUADRATO
Trattamento
Propanololo
Sopravvissuti
E
38
Controllo
29
33.132
33.868
O–E
4.868
- 4.868
(O-E)^2/E
0.715
0.700
Deceduti
E
7
11.868
17
67
24
12.132
O–E
-4.868
4.868
(O-E)^2/E
1.997
1.953
___________________________________________________
45
46
91
TEST DEL CHI-QUADRATO
– I valori di E danno come somma di riga e di colonna i
totali osservati, ed è per questo che i quattro scarti
hanno lo stesso valore assoluto.
– Tanto maggiore è lo scarto tanto più è ragionevole
orientarsi contro l’ipotesi zero.
– E’ ragionevole dividere il quadrato degli scarti per i
valori attesi, in modo che la differenza venga
“normalizzata”.
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Calcolato il valore atteso di una cella, visto che gli E
danno gli stessi totali di riga e di colonna, le altre
quantità attese si possono derivare per sottrazione
dai totali marginali: esiste quindi una sola quantità
attesa indipendente e per questo si dice che per una
tabella di contingenza 2x2 vi è un grado di libertà
(GdL) per il calcolo del chi-quadrato.
– Il calcolo del chi-quadrato è la sommatoria delle
quattro celle (O-E)^2/E:
– Χ2= 0.715 + 0.7 + 1.997 + 1.953 = 5.365
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Nella tabella per la distribuzione chi-quadrato con 1
GdL si nota che il valore calcolato è compreso fra i
valori 5.02 e 6.63, corrispondenti a p=0.025 e
p=0.01.
– Quindi la differenza fra le due mortalità è significativa
perchè p<0.05.
– La stessa procedura di calcolo si può estendere a
tabelle 2 * k o addirittura r * k per confrontare più
campioni.
– I GdL di una tabella r * k saranno (r-1) * (k-1).
TEST DEL CHI-QUADRATO
– Esiste un modo alternativo di calcolo per il chiquadrato:
Colonne
a
b
r1
c
d
r2
Righe
_____________________________________________
c1
c2
N
(ad  bc)  N
2
 
2
r1 r 2  c1 c 2
CORREZIONE DI YATES
– Va ricordato che il test chi-quadrato va usato con
tabelle le cui entrate siano frequenze. E’ un errore
usarlo con valori medi oppure percentuali.
– Il test chi-quadrato è un metodo approssimato valido
quando le frequenze sono grandi.
– Una regola perchè sia valido è che il valore atteso di
ogni cella sia maggiore o uguale a 5.
– Quando le frequenze attese sono basse (ma sempre
>5) si applica la correzione di Yates che riduce di ½
la grandezza assoluta di (O-E) per ciascuna cella:
CORREZIONE DI YATES
| (ad  bc)  N / 2 | N
 
r1 r 2  c1 c2
2
2
2
(O  E  1 / 2)
 
E
2
2
CORREZIONE DI YATES
– La correzione è dovuta al fatto che il chi-quadrato si
basa sull’approssimazione normale della binomiale e
quindi si tratta di una correzione per la continuità.
– Nel nostro esempio utilizzando le nuove formule si
ottiene ancora una p significativa, anche se meno
significativa che nel caso senza correzione.
TEST ESATTO DI FISHER
• Per frequenze assolute molto basse anche la
correzione per la continuità non è sufficiente.
• Quando la numerosità totale è inferiore a 20 o è
compresa fra 20 e 40 ma il valore atteso più
basso è inferiore a 5 si usa il test esatto di
Fisher.
• Supponiamo di dover confrontare la virulenza di
due ceppi batterici A e B dopo inoculazione in
cavie:
TEST ESATTO DI FISHER
Ceppo batteri
Viva
A
B
6
4
14
12
10
Esito cavie
Morta
26
_______________________________________
20
16
36
TEST ESATTO DI FISHER
•
Il campione non è grande e le frequenze attese delle
due prime celle sono basse.
• L’ipotesi nulla ci dice che la proporzione dei morti nei
due gruppi di animali è la stessa.
• In pratica si calcola la probabilità totale del campione
osservato secondo la formula di Fisher
( r1! r2 ! c1 ! c2 !)/ (a! b! c! d! N!)
e poi si va a vedere nella tabella corrispondente alla
distribuzione risultante della probabilità cumulativa.