Prognose-, Konfidenz- und Fiduzialintervalle

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Konfidenzintervalle

Definition von Konfidenzintervallen1

Für unabhängig identisch verteilte Zufallsvariablen \(X_1,\dotsc, X_n\) mit unbekanntem reellen Verteilungsparameter \(\vartheta\) kann unter bestimmten Umständen zwei Stichprobenfunktionen \(U\) und \(V\) angeben, so dass

\[P(U < \vartheta < V) \geq \gamma\]

gilt, mit \(\gamma \in (0,1)\). Dann heißt das (stochastische) Intervall \([U, V]\) ein Konfidenzintervall für \(\vartheta\) zum Konfidenzniveau \(\gamma\) (auch: ein \(\gamma\)-Konfidenzintervall).

Die Realisationen \(u\) und \(v\) von \(U\) bzw. \(V\) bilden das Schätzintervall \([u, v]\).

Da die Realisationen \(u\) und \(v\) der Grenzen \(U\) und \(V\) keine Zufallsvariablen sind und \(\vartheta\) ein fixer Wert ist, kann man nicht sagen, dass das Schätzintervall \([u, v]\) mit einer Wahrscheinlichkeit von \(\gamma\) den unbekannten Parameter \(\vartheta\) enthält. Es bedeutet vielmehr, dass im Mittel ein Anteil von \(\gamma\) aller so berechneten Schätzintervalle den unbekannten Parameter überdecken. Dem nicht widersprechend, kann –- wie bereits von Ronald Fisher festgestellt – in manchen Modellen die Qualität des Schätzintervalls von den Daten abhängen und sogar zu Antworten führen, die mit Blick auf die Daten unsinnig sind. Probleme mit solcher Post-Data-Inkohärenz führen zur Theorie der bedingten Inferenz. Ein weiteres Problem sind die Stichprobenfunktionen U und V an sich. Um diese zu finden werden oft Vereinfachungen getroffen, dadurch können systematische Fehler entstehen, oft es gibt mehrere Konfidenzintervalle (bei der Binomialverteilung z.B. nach Clopper-Pearson, Agresti-Coull oder Wald), welche oft unterschiedliche Werte liefern.

Ein Beispiel

Wir nehmen zunächst als Population \(N=1000\) normalverteilte Zufallszahlen mit dem Mittelwert \(\mu= 0\) und der Standardabweichung \(\sigma=2.0088\).

Dazu das Histogramm der Population:

histogram(pop, xlab="Population")

Aus dieser Population ziehen wir eine Stichprobe \(x\) vom Umfang $n=$40 und erhalten die folgenden statistischen Daten:

favstats(x)
##     min     Q1  median     Q3   max    mean    sd  n missing
##  -4.997 -1.052 -0.3928 0.8211 3.295 -0.3423 1.878 40       0

Wir wollen nun den wahren Mittelwert \(\vartheta=\mu\) mit Hilfe der Stichprobe \(x\) schätzen. So ist es ja in der Realität auch, denn normalerweise haben wir die Daten über die Population nicht.

Die Schätzfunktion für den Mittelwert lautet nun \[\bar{X} = \frac1n \sum_{i=1}^n X_i\], und damit die konkrete Punktschätzung \[\hat{\mu}=\bar{x}= \sum_{i=1}^n x_i\] liefert den Wert \(\hat{\mu}=\) -0.3423.

In unserem Beispiel unterscheiden sich die beiden Werte um \(\mu - \hat{\mu}=\) 0.3423.

Ein 95%-Konfidenzintervall nimmt nun den geschätzen Wert \(\hat{\mu}\) als Grundlage und gibt liefert ein Intervall mit der Eigentschaft, ausgehend von den konkreten Stichproben in 95% der Fälle den tatsächlichen Wert \(\mu\) zu umfassen. Es ist also \[\gamma = 0.95 = 1 - \alpha = 1 - 0.05, \quad \alpha = 0.05\]

Dazu werden die beiden Stichprobenfunktionen

\[U=U(X_1, \dots, X_n)=\bar{X}-z_{\left(1-\frac{\alpha}{2}\right)}\cdot\frac{\sigma}{\sqrt{n}}\]

und

\[V=V(X_1, \dots, X_n)=\bar{X}-z_{\left(1-\frac{\alpha}{2}\right)}\cdot\frac{\sigma}{\sqrt{n}}\]

mit der bekannten Standardabweichung \(\sigma\) der Population und der Stichprobengröße \(n\) nun mit der konkreten Realisation \(x_1, \dots, x_n\) der Stichprobe gefüttert und wir erhalten damit

\[u = \bar{x}-z_{\left(1-\frac{\alpha}{2}\right)}\cdot\frac{\sigma}{\sqrt{n}} = -0.3423-z_{\left(0.975\right)}\cdot\frac{2.0088}{\sqrt{40}}=-0.9648\] und

\[v = \bar{x}+z_{\left(1-\frac{\alpha}{2}\right)}\cdot\frac{\sigma}{\sqrt{n}} = -0.3423+z_{\left(0.975\right)}\cdot\frac{2.0088}{\sqrt{40}}=0.2803.\]

Die Realisation unseres 95%-Konfidenzintervall lautet nun also:

\[[-0.9648; 0.2803]\]

Was hat es nun mit den ominösen 95% auf sich?

Das Konfidenzintervall ist ein stochastisches Intervall, d.h. die hier angegebenen Werte für \(u\) und \(v\) sind abhängig von der Realisation \(x_1, \dots, x_n\), also der konkreten Stichprobe.

Nehmen wir nun also einmal eine neue Stichprobe und berechnen erneut die Realisation unseres 95%-Konfidenzintervalls, so erhalten wir:

\[[-0.8459; 0.3992]\]

## Interval coverage:
##     cover
## n     Low  Yes High
##   40 0.03 0.95 0.02

Prognoseintervalle

Fuduzialintervalle

Quellen:

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Norman Markgraf
Diplom-Mathematiker

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