Chi-Quadrat-Verteilung

Die Chi-Quadrat-Verteilung bzw. -Verteilung (ältere Bezeichnung: Helmert-Pearson-Verteilung, nach Friedrich Robert Helmert und Karl Pearson) ist eine stetige Wahrscheinlichkeitsverteilung über der Menge der nichtnegativen reellen Zahlen. Üblicherweise ist mit „Chi-Quadrat-Verteilung“ die zentrale Chi-Quadrat-Verteilung gemeint. Die Chi-Quadrat-Verteilung hat einen einzigen Parameter, nämlich die Anzahl der Freiheitsgrade .

Dichten der Chi-Quadrat-Verteilung mit unterschiedlicher Anzahl an Freiheitsgraden k

Sie ist eine der Verteilungen, die aus der Normalverteilung abgeleitet werden kann: Sind unabhängige und standardnormalverteilte Zufallsvariablen, so ist die Chi-Quadrat-Verteilung mit Freiheitsgraden definiert als die Verteilung der Summe der quadrierten Zufallsvariablen. Solche Summen quadrierter Zufallsvariablen treten bei Schätzfunktionen wie der Stichprobenvarianz zur Schätzung der empirischen Varianz auf. Die Chi-Quadrat-Verteilung ermöglicht damit unter anderem ein Urteil über die Kompatibilität eines vermuteten funktionalen Zusammenhangs (Abhängigkeit von der Zeit, Temperatur, Druck etc.) mit empirisch ermittelten Messpunkten. Kann z. B. eine Gerade die Daten erklären, oder braucht man doch eine Parabel oder vielleicht einen Logarithmus? Man wählt verschiedene Modelle aus, und dasjenige mit der besten Anpassungsgüte, dem kleinsten Chi-Quadrat-Wert, bietet die beste Erklärung der Daten.[1][2] So stellt die Chi-Quadrat-Verteilung durch die Quantifizierung der zufälligen Schwankungen die Auswahl verschiedener Erklärungsmodelle auf eine numerische Basis. Außerdem erlaubt sie, wenn man die empirische Varianz bestimmt hat, die Schätzung des Vertrauensintervalls, das den (unbekannten) Wert der Varianz der Grundgesamtheit mit einer gewissen Wahrscheinlichkeit einschließt. Diese und weitere Anwendungen sind weiter unten und im Artikel Chi-Quadrat-Test beschrieben.

Die Chi-Quadrat-Verteilung wurde 1876 eingeführt von Friedrich Robert Helmert, die Bezeichnung stammt von Karl Pearson (1900).[3]

Definition

Dichte und Verteilung von mehreren Chi-Quadrat-verteilten Zufallsgrößen

Sind stochastisch unabhängige und standardnormalverteilte Zufallsvariablen, so heißt die Verteilung der Zufallsvariablen mit

Chi-Quadrat-Verteilung mit Freiheitsgraden.[4] Hierfür schreibt man symbolisch

und sagt, dass sie -verteilt ist.

Hinweis: In der Statistik werden oftmals Stichprobenfunktionen, die unter gewissen Bedingungen chi-Quadrat-verteilt sind, mit bezeichnet.

Eigenschaften

Dichtefunktion

Die Summe quadrierter Größen kann keine negativen Werte annehmen. Deshalb hat die Dichte der -Verteilung für den Wert null. Für lässt sie sich darstellen als

[4]

Dabei steht für die Gammafunktion. Die Werte von kann man rekursiv aus

berechnen.

Spezialfall: Für die Dichte der -Verteilung mit Freiheitsgraden gilt für

Verteilungsfunktion

Die Verteilungsfunktion kann man mit Hilfe der regularisierten unvollständigen Gammafunktion ausdrücken:

Wenn eine natürliche Zahl ist, dann kann die Verteilungsfunktion wie folgt dargestellt werden:

wobei die Fehlerfunktion bezeichnet.

Spezialfall: Für die Verteilungsfunktion der -Verteilung mit Freiheitsgraden gilt für

Reproduktivität

Ist die Summe der Quadrate von unabhängigen standardnormalverteilten Zufallsvariablen und die Summe der Quadrate von unabhängigen standardnormalverteilten Zufallsvariablen, so gilt

und .

Die Summe ist dann aber die Summe der Quadrate von unabhängigen standardnormalverteilten Zufallsvariablen, also gilt

.

Die Chi-Quadrat-Verteilung ist also reproduktiv.

Erwartungswert

Der Erwartungswert einer chi-quadrat-verteilten Zufallsvariable mit Freiheitsgraden ist

.

Varianz

Die Varianz einer chi-quadrat-verteilten Zufallsvariable mit Freiheitsgraden beträgt

.

Modus

Die Chi-Quadrat-Verteilungen mit einem und zwei Freiheitsgraden haben keinen Modus. Eine Chi-Quadrat-Verteilung mit Freiheitsgraden hat den Modus .

Schiefe

Die Schiefe der Chi-Quadrat-Verteilung mit Freiheitsgraden ist

.

Die Chi-Quadrat-Verteilung besitzt eine positive Schiefe, d. h., sie ist linkssteil- bzw. rechtsschief. Je höher die Anzahl der Freiheitsgrade , desto weniger schief ist die Verteilung.

Kurtosis

Die Kurtosis (Wölbung) der Chi-Quadrat-Verteilung mit Freiheitsgraden ist gegeben durch

.

Der Exzess gegenüber der Normalverteilung ergibt sich damit zu  .[5] Daher gilt: Je höher die Anzahl der Freiheitsgrade , desto geringer der Exzess.

Momenterzeugende Funktion

Die momenterzeugende Funktion für hat die Form[6]

.

Charakteristische Funktion

Die charakteristische Funktion für ergibt sich aus der momenterzeugenden Funktion als:

.

Entropie

Die Entropie der Chi-Quadrat-Verteilung (ausgedrückt in nats) beträgt

wobei die Digamma-Funktion bezeichnet.

Nichtzentrale Chi-Quadrat-Verteilung

Wenn die normalverteilten Zufallsvariablen nicht bezüglich ihres Erwartungswertes zentriert sind (d. h., wenn nicht alle sind), erhält man die nichtzentrale Chi-Quadrat-Verteilung. Sie hat als zweiten Parameter neben den Nichtzentralitätsparameter .

Seien , so ist

mit .

Insbesondere folgt aus und , dass ist.

Eine zweite Möglichkeit, eine nichtzentrale Chi-Quadrat-Verteilung zu erzeugen, ist als Mischverteilung der zentralen Chi-Quadrat-Verteilung. Dabei ist

,

wenn aus einer Poisson-Verteilung gezogen wird.

Dichtefunktion

Die Dichtefunktion der nichtzentralen Chi-Quadrat-Verteilung ist

für , für .

Die Summe über j führt auf eine modifizierte Bessel-Funktion erster Gattung . Damit erhält die Dichtefunktion folgende Form:

für .

Erwartungswert und Varianz der nichtzentralen Chi-Quadrat-Verteilung und gehen ebenso wie die Dichte selbst bei in die entsprechenden Ausdrücke der zentralen Chi-Quadrat-Verteilung über.

Verteilungsfunktion

Die Verteilungsfunktion der nichtzentralen Chi-Quadrat-Verteilung kann mit Hilfe der Marcum-Q-Funktion ausgedrückt werden:[7]

Beispiel

Gegeben sind Messungen einer Größe , die aus einer normalverteilten Grundgesamtheit stammen. Sei der empirische Mittelwert der gemessenen Werte und

die korrigierte Stichprobenvarianz.

Dann lässt sich z. B. das Konfidenzintervall für die Varianz der Grundgesamtheit angeben:

Die Grenzen ergeben sich daraus, dass wie verteilt ist.

Konkretes Beispiel: Stichprobe mit Werten, Varianz , 95%-Konfidenzintervall:

95 % der Werte sollen sich innerhalb des Intervalls befinden. Es wird also davon Ausgegangen, dass je 2,5 % der Werte die obere bzw. untere Intervallgrenze überschreiten dürfen. In diesem Fall wird daher durch und durch bestimmt.

Bei der Berechnung der Grenzen des Konfidenzintervalls in Programmen wird üblicherweise die Inverse Funktion verwendet (Kehrwert der kumulierten Chi-Quadrat-Verteilung): z. B. in Excel oder Numbers die Funktion CHIINV(p,n-1) :

Die obere Intervallgrenze ergibt sich mit aus:

=CHIINV(0,025; 99) / 99 * s^2 = 1,2971

Die untere Intervallgrenze ergibt sich aus:

=CHIINV(0,975; 99) / 99 * s^2 = 0,7410

Herleitung der Verteilung der Stichprobenvarianz

Sei eine Stichprobe von Messwerten, gezogen aus einer normalverteilten Zufallsvariablen mit empirischen Mittelwert und Stichprobenvarianz als Schätzfunktionen für Erwartungswert und Varianz der Grundgesamtheit.

Dann lässt sich zeigen, dass verteilt ist wie .

Dazu werden nach Helmert[8] die mittels einer orthonormalen Linearkombination in neue Variablen transformiert. Die Transformation lautet:

   

Die neuen unabhängigen Variablen sind wie normalverteilt mit gleicher Varianz , aber mit Erwartungswert beides aufgrund der Faltungsinvarianz der Normalverteilung.

Außerdem gilt für die Koeffizienten in (falls , ist ) wegen der Orthonormalität (Kronecker-Delta) und damit

Deshalb ergibt sich nun für die Summe der Abweichungsquadrate

und schlussendlich nach Division durch

Der Ausdruck auf der linken Seite ist offenbar verteilt wie eine Summe von quadrierten standardnormalverteilten unabhängigen Variablen mit Summanden, wie für gefordert.

Demnach ist also die Summe Chi-Quadrat-verteilt mit Freiheitsgraden , während laut Definition der Chi-Quadrat-Summe . Ein Freiheitsgrad wird hier „verbraucht“, denn aufgrund der Schwerpunkteigenschaft des empirischen Mittels ist die letzte Abweichung bereits durch die ersten bestimmt. Folglich variieren nur Abweichungen frei und man mittelt die empirische Varianz deshalb, indem man durch die Anzahl der Freiheitsgrade dividiert.

Beziehung zu anderen Verteilungen

Beziehung zur Gammaverteilung

Die Chi-Quadrat-Verteilung ist ein Spezialfall der Gammaverteilung. Ist , so gilt

Beziehung zur Normalverteilung

Quantile einer Normalverteilung und einer Chi-Quadrat-Verteilung
.
  • Für ist näherungsweise standardnormalverteilt.
  • Für ist die Zufallsvariable näherungsweise normalverteilt, mit Erwartungswert und Standardabweichung bzw. bei einer nichtzentralen Chi-Quadrat-Verteilung mit Erwartungswert und Standardabweichung .

Beziehung zur Exponentialverteilung

Eine Chi-Quadrat-Verteilung mit 2 Freiheitsgraden ist eine Exponentialverteilung mit dem Parameter .

Beziehung zur Erlang-Verteilung

Eine Chi-Quadrat-Verteilung mit Freiheitsgraden ist identisch mit einer Erlang-Verteilung mit Freiheitsgraden und .

Beziehung zur F-Verteilung

Seien und unabhängige Chi-Quadrat-verteilte Zufallsvariablen mit bzw. Freiheitsgraden, dann ist der Quotient

F-verteilt mit Zählerfreiheitsgraden und Nennerfreiheitsgraden.[9]

Beziehung zur Poisson-Verteilung

Die Verteilungsfunktionen der Poisson-Verteilung und der Chi-Quadrat-Verteilung hängen auf folgende Weise zusammen:

Die Wahrscheinlichkeit, oder mehr Ereignisse in einem Intervall zu finden, innerhalb dessen man im Mittel Ereignisse erwartet, gleicht der Wahrscheinlichkeit, dass der Wert von ist. Es gilt nämlich

,

mit und als regularisierte Gammafunktionen.

Beziehung zur stetigen Gleichverteilung

Ist gleichverteilt auf dem Intervall , dann gilt , denn

Sind unabhängig und identisch verteilte Zufallsvariablen mit , dann gilt somit

Herleitung der Dichtefunktion

Die Dichte der Zufallsvariable , mit unabhängig und standardnormalverteilt, ergibt sich aus der gemeinsamen Dichte der Zufallsvariablen . Diese gemeinsame Dichte ist das -fache Produkt der Standardnormalverteilungsdichte:

Für die gesuchte Dichte gilt:

mit

Im Grenzwert ist die Summe im Argument der Exponentialfunktion gleich . Man kann zeigen, dass man den Integranden als vor das Integral und den Limes ziehen kann.

Das verbleibende Integral

entspricht dem Volumen der Schale zwischen der Kugel mit Radius und der Kugel mit Radius ,

wobei das Volumen der n-dimensionalen Kugel mit Radius R angibt.

Es folgt:

und nach Einsetzen in den Ausdruck für die gesuchte Dichte: .

Quantilfunktion

Die Quantilfunktion der Chi-Quadrat-Verteilung ist die Lösung der Gleichung und damit prinzipiell über die Umkehrfunktion zu berechnen. Konkret gilt hier

mit als Inverse der regularisierten unvollständigen Gammafunktion. Dieser Wert ist in der Quantiltabelle unter den Koordinaten und eingetragen.

Quantilfunktion für kleinen Stichprobenumfang

Für wenige Werte (1, 2, 4) kann man die Quantilfunktion auch alternativ angeben:

wobei die Fehlerfunktion, den unteren Zweig der Lambertschen W-Funktion bezeichnet und die Eulersche Zahl.

Näherung der Quantilfunktion für feste Wahrscheinlichkeiten

Für bestimmte feste Wahrscheinlichkeiten lassen sich die zugehörigen Quantile durch die einfache Funktion des Stichprobenumfangs

mit den Parametern aus der Tabelle annähern, wobei die Signum-Funktion bezeichnet, die einfach das Vorzeichen ihres Arguments darstellt:

0,0050,010,0250,050,10,50,90,950,9750,990,995
−3,643−3,298−2,787−2,34−1,8301,822,342,783,293,63
1,89471,3270,60,082−0,348−0,67−0,58−0,150,431,32
−2,14−1,46−0,69−0,2400,104−0,34−0,4−0,4−0,30

Der Vergleich mit einer -Tabelle zeigt ab einen relativen Fehler unter 0,4 %, ab unter 0,1 %. Da die -Verteilung für große in eine Normalverteilung mit Standardabweichung übergeht, besitzt der Parameter aus der Tabelle, der hier frei angepasst wurde, bei der entsprechenden Wahrscheinlichkeit etwa die Größe des -fachen des Quantils der Normalverteilung (), wobei die Umkehrfunktion der Fehlerfunktion bedeutet.

Das 95 %-Konfidenzintervall für die Varianz der Grundgesamtheit aus dem Abschnitt Beispiel kann z. B. mit den beiden Funktionen aus den Zeilen mit und auf einfache Weise als Funktion von grafisch dargestellt werden.

Der Median befindet sich in der Spalte der Tabelle mit .

Literatur

  • Joachim Hartung, Bärbel Elpelt, Karl-Heinz Klösener: Statistik. 12. Auflage. Oldenbourg, 1999, ISBN 3-486-24984-3, S. 152 ff.

Einzelnachweise

  1. R. Barlow: Statistics Wiley, 1989, S. 152 (Goodness of Fit).
  2. Kendall, Stuart: The Advanced Theory Of Statistics Vol. 2 Third Edition, London, 1973, S. 436 (Goodness of Fit).
  3. F. R. Helmert. In: Zeitschrift fuer Math. und Physik 21, 1876, S. 192–219. Karl Pearson: On the Criterion that a Given System of Deviations from the Probable in the Case of a Correlated System of Variables is such that it Can Reasonably Be Supposed to have Arisen from Random Sampling. In: Philosophical Magazine 5, Band 50, 1900, S. 157–175. Zitiert nach L. Schmetterer: Mathematische Statistik. Springer, Wien 1966, S. 93
  4. Ilja Nikolajewitsch Bronstein, Konstantin Adolfowitsch Semendjajew: Taschenbuch der Mathematik. 5. Auflage. Verlag Harri Deutsch, 2000, ISBN 3-8171-2005-2, S. 782.
  5. Wolfram Mathworld
  6. A. C. Davison: Statistical Models, Cambridge University Press 2008, ISBN 1-4672-0331-9, Kapitel 3.2
  7. Albert H. Nuttall: Some Integrals Involving the QM Function. In: IEEE Transactions on Information Theory. Nr. 21, 1975, S. 95–96, doi:10.1109/TIT.1975.1055327.
  8. Helmert. In: Astronomische Nachrichten, 88, 1876, S. 113–132
  9. George G. Judge, R. Carter Hill, W. Griffiths, Helmut Lütkepohl, T. C. Lee. Introduction to the Theory and Practice of Econometrics. 2. Auflage. John Wiley & Sons, New York/ Chichester/ Brisbane/ Toronto/ Singapore 1988, ISBN 0-471-62414-4, S. 51.
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