Korrelation und Regressionsgerade
Inhaltsverzeichnis
Programmbeschreibung
Das Programm berechnet die Regressionsgeraden $R_{X \to Y}$ und $R_{Y \to X}$ sowie einige Kenngrößen der 2D-Zufallsgröße $(X, Y)$, welche die vier Werte $(x_1, y_1)$, $(x_2, y_2)$, $(1, 1)$ und $(-1, -1)$ annehmen kann (jeweils mit Wahrscheinlichkeit $p_1$ bzw. $0.5 - p_1$):
\begin{itemize}
\item Für '"`UNIQ-MathJax24-QINU`"' verwendet man im Fall mittelwertfreier Zufallsgrößen ('"`UNIQ-MathJax25-QINU`"') die Gleichung '"`UNIQ-MathJax26-QINU`"'.
\item Für '"`UNIQ-MathJax27-QINU`"' verwendet man unter obigen Voraussetzungen die Gleichung '"`UNIQ-MathJax28-QINU`"'.
\item Der Winkel zur '"`UNIQ-MathJax29-QINU`"'-Achse von '"`UNIQ-MathJax30-QINU`"' wird mittels '"`UNIQ-MathJax31-QINU`"' berechnet, der von '"`UNIQ-MathJax32-QINU`"' mit '"`UNIQ-MathJax33-QINU`"'. Beide Winkel werden in Grad angegeben.
\end{itemize}
Außerdem wird optional eine Hilfsgerade mit einstellbarem Winkel angezeigt, sowie die Abstände der Punkte in $x$- und $y$-Richtung zur Hilfsgerade (gestrichelt).
Die Position der rotationssymmetrischen Punkte $(x_1, y_1)$ und $(x_2, y_2)$ kann durch je einen Slider für $x$- und $y$-Koordinate im Bereich $[-2, 2]$ verändert werden, sowie die Wahrscheinlichkeit $p_1$ der beiden Punkte im Bereich $[0, 0.5]$.
Die Streuungen (oder Standardabweichungen) von $X$ und $Y$ werden als $\sigma_X$ bzw. $\sigma_Y$ angezeigt. Die Kovarianz, die die Existenz eines monotonen Zusammenhangs zwischen $X$ und $Y$ ergründet, wird als $\mu_{XY}$ ausgegeben. Zudem wird der Korrelationskoeffizient $\rho_{XY}$ berechnet. Folgende mittlere quadratische (Euklidische) Abstände werden ermittelt: \begin{itemize} \item '"`UNIQ-MathJax51-QINU`"', der mittl. quadr. Abstand der Regressionsgeraden '"`UNIQ-MathJax52-QINU`"' in '"`UNIQ-MathJax53-QINU`"'-Richtung \item '"`UNIQ-MathJax54-QINU`"', der mittl. quadr. Abstand der Regressionsgeraden '"`UNIQ-MathJax55-QINU`"' in '"`UNIQ-MathJax56-QINU`"'-Richtung \item '"`UNIQ-MathJax57-QINU`"' und '"`UNIQ-MathJax58-QINU`"', die mittl. quadr. Abstände der Hilfsgeraden in '"`UNIQ-MathJax59-QINU`"'- bzw. '"`UNIQ-MathJax60-QINU`"'-Richtung \end{itemize} Im Fall der Geraden $R_{X \to Y}$ und $R_{Y \to X}$ ist der mittl. quadr. Abstand $\mathrm{MQA}_X$ bzw. $\mathrm{MQA}_Y$ jeweils minimal.
\subsection{Theoretischer Hintergrund} Wir interessieren uns im Folgenden für den statistischen, linearen Zusammenhang von Daten. Diese Daten geben wir in Form einer zweidimensionalen Zufallsgröße $(X, Y)$ an, zusammen mit der Wahrscheinlichkeitsdichtefunktion (WDF) $f_{XY}(x,y)$. (Die WDF zu $X$ bzw. zu $Y$ heißt $f_X(x)$ bzw. $f_Y(y)$.) % die Wahrs., dass (X,Y) einen Wert zwischen a und b annimmt, entspricht dem % Integral über f_XY von a nach b
Wir nehmen an, dass $\mathrm{E}[X] = 0 = \mathrm{E}[Y]$, d.h. $X$ und $Y$ sind mittelwertfrei. Außerdem betrachten wir $(X,Y)$ als diskrete Zufallsgröße, die nur vier verschiedene Werte annehmen kann: $(x_1, y_1)$, $(x_2, y_2)$, $(x_3, y_3)=(1, 1)$ und $(x_4, y_4)=(-1, -1)$. Die Wahrscheinlichkeiten für das erste und zweite Paar nennen wir $p_1 = p_2$ und die für das dritte und vierte $p_3 = p_4$ mit $p_3 = 0.5 - p_1$.
Dann kann man die Kenngrößen zur Beschreibung der Korrelation etwas vereinfacht ausrechnen; wir beginnen mit der Varianz in $X$-Richtung: \begin{equation*} \sigma^2_X = \int_{-\infty}^{+\infty} x^2 \cdot f_X(x) dx = \sum_{n=1}^{4} (x_n - \mathrm{E}[X])^2 \cdot p_n = 1 + 2p_1 \cdot (x_1^2-1) \end{equation*} (Der erste Schritt ergibt sich durch den endlichen Wertebereich von $X$, der zweite durch die Mittelwertfreiheit und Substitution aller $p_n, n \in \{2, 3, 4\},$ durch $p_1$.)
Für $\sigma^2_Y$ funktioniert es analog.
Die Kovarianz zwischen $X$ und $Y$ wird wie folgt berechnet: \begin{equation*} \mu_{XY} = \int_{-\infty}^{+\infty} \int_{-\infty}^{+\infty} x \cdot y \cdot f_{XY}(x, y) \mathrm{d}x \mathrm{d}y = \sum_{n=1}^4 (x_n - \mathrm{E}[X])(y_n - \mathrm{E}[Y]) \cdot p_n = 1 + 2p_1 \cdot (x_1 \cdot y_1 -1) \end{equation*} (Hier wurden die gleichen Schritte wie bei der Varianz gemacht.)
Schließlich kann man anhand dieser Ergebnisse den Korrelationskoeffizienten bilden: \begin{equation*} \rho_{XY} = \frac{\mu_{XY}}{\sigma_X \cdot \sigma_Y} \end{equation*} Er nimmt Werte zwischen $-1$ und $1$ an und ist ein Hinweis darauf, wie stark $X$ und $Y$ voneinander abhängen. Bei $\rho_{XY} = 0$ herrscht kein Zusammenhang, bei $\rho_{XY}= \pm 1$ handelt es sich um strenge lineare Abhängigkeit zwischen $X$ und $Y$.
Wie anfangs bereits erwähnt, wollen wir einen linearen Zusammenhang zwischen $X$ und $Y$ finden. Diesen geben wir in Form einer Regressionsgerade an -- wobei, tatsächlich verwenden wir zwei, denn es ist am einfachsten, den Fehler der Regressionsgeraden als mittleren quadratischen Abstand (vgl. Satz von Gauß-Markow) jeweils in $x$- und $y$-Richtung zu minimieren.
Wir beginnen mit der Minimierung in $y$-Richtung: dabei entsteht die Gerade $R_{Y \to X}(x) = C_{Y \to X} \cdot x$ mit \begin{equation*} C_{Y \to X} = \frac{\sigma_Y}{\sigma_X} \cdot \rho_{XY}= \frac{\mu_{XY}}{\sigma_X^2} \end{equation*} und der mittl. quadr. Abstand in $y$-Richtung wird berechnet durch \begin{equation*} \mathrm{MQA}_Y = \mathrm{E}[Y - C_{Y \to X} \cdot X]^2 = \sum_{n=1}^4 p_n \cdot (R_{Y \to X}(x_n) - y_n)^2 = \mathrm{min}. \end{equation*}
Die Minimierung in $x$-Richtung ergibt die Gerade $R_{X \to Y}(x) = C_{X \to Y} \cdot x$ mit \begin{equation*} C_{X \to Y} = \frac{\sigma_Y}{\sigma_X \cdot \rho_{XY}} = \frac{\sigma_Y^2}{\mu_{XY}} \end{equation*} und \begin{equation*} \mathrm{MQA}_X = \mathrm{E}\left[X - \frac{Y}{C_{X \to Y}}\right]^2 = \sum_{n=1}^4 p_n \cdot (R_{X \to Y}^{-1} (y_n) - x_n) = \mathrm{min}. \end{equation*}
Theoretischer Hintergrund
Erwartungswerte von 2D–Zufallsgrößen und Korrelationskoeffizient
Wir betrachten eine zweidimensionale $\rm (2D)$–Zufallsgröße $(X,\ Y)$ mit der Wahrscheinlichkeitsdichtefunktion $\rm (WDF)$ $f_{XY}(x, y)$, wobei zwischen den Einzelkomponenten $X$ und $Y$ statistische Abhängigkeiten bestehen. Ein Sonderfall ist die Korrelation.
$\text{Definition:}$ Unter Korrelation versteht man eine lineare Abhängigkeit zwischen den Einzelkomponenten $X$ und $Y$.
- Korrelierte Zufallsgrößen sind damit stets auch statistisch abhängig.
- Aber nicht jede statistische Abhängigkeit bedeutet gleichzeitig eine Korrelation.
Für das Folgende setzen wir voraus, dass $X$ und $Y$ mittelwertfrei seien ⇒ ${\rm E}\big [ X \big ] = {\rm E}\big [ Y \big ]=0$. Zur Beschreibung der Korrelation genügen dann folgende Erwartungswerte:
- die Varianzen in $X$– bzw. in $Y$–Richtung:
- $$\sigma_X^2= {\rm E}\big [ X^2 \big ] = \int_{-\infty}^{+\infty}\hspace{0.2cm}x^2 \cdot f_{X}(x) \, {\rm d}x\hspace{0.05cm},\hspace{0.5cm}\sigma_Y^2= {\rm E}\big [Y^2 \big ] = \int_{-\infty}^{+\infty}\hspace{0.2cm}y^2 \cdot f_{Y}(y) \, {\rm d}y\hspace{0.05cm};$$
- die Kovarianz zwischen den Einzelkomponenten $X$ und $Y$:
- $$\mu_{XY}= {\rm E}\big [ X \cdot Y \big ] = \int_{-\infty}^{+\infty}\hspace{0.2cm}\int_{-\infty}^{+\infty} x\ \cdot y \cdot f_{XY}(x,y) \, {\rm d}x\, {\rm d}y\hspace{0.05cm}.$$
Bei statististischer Unabhängigkeit der beiden Komponenten $X$ und $Y$ ist die Kovarianz $\mu_{XY} \equiv 0$.
- Das Ergebnis $\mu_{XY} = 0$ ist auch bei statistisch abhängigen Komponenten $X$ und $Y$ möglich, nämlich dann, wenn diese unkorreliert, also linear unabhängig sind.
- Die statistische Abhängigkeit ist dann nicht von erster, sondern von höherer Ordnung, zum Beispiel entsprechend der Gleichung $Y=X^2.$
Man spricht dann von vollständiger Korrelation, wenn die (deterministische) Abhängigkeit zwischen $X$ und $Y$ durch die Gleichung $Y = K · X$ ausgedrückt wird.
Dann ergibt sich für die Kovarianz:
- $\mu_{XY} = σ_X · σ_Y$ bei positivem Wert von $K$,
- $\mu_{XY} = -σ_X · σ_Y$ bei negativem $K$–Wert.
Deshalb verwendet man häufig als Beschreibungsgröße anstelle der Kovarianz den so genannten Korrelationskoeffizienten.
$\text{Definition:}$ Der Korrelationskoeffizient ist der Quotient aus der Kovarianz $\mu_{XY}$ und dem Produkt der Effektivwerte $σ_X$ und $σ_Y$ der beiden Komponenten:
- $$\rho_{XY}=\frac{\mu_{XY} } {\sigma_X \cdot \sigma_Y}.$$
Der Korrelationskoeffizient $\rho_{XY}$ weist folgende Eigenschaften auf:
- Aufgrund der Normierung gilt stets $-1 \le ρ_{XY} ≤ +1$.
- Sind die beiden Zufallsgrößen $X$ und $Y$ unkorreliert, so ist $ρ_{XY} = 0$.
- Bei strenger linearer Abhängigkeit zwischen $X$ und $Y$ ist $ρ_{XY}= ±1$ ⇒ vollständige Korrelation.
- Ein positiver Korrelationskoeffizient bedeutet, dass bei größerem $X$–Wert im statistischen Mittel auch $Y$ größer ist als bei kleinerem $X$.
- Dagegen drückt ein negativer Korrelationskoeffizient aus, dass $Y$ mit steigendem $X$ im Mittel kleiner wird.
$\text{Beispiel 1:}$ Die 2D–Zufallsgröße $(X,\ Y)$ sei diskret und kann nur vier verschiedene Werte annehmen:
- $(+0.5,\ 0)$ sowie $(-0.5,\ 0)$ jeweils mit der Wahrscheinlichkeit $0.3$,
- $(+1,\ +\hspace{-0.09cm}1)$ sowie $(-1,\ -\hspace{-0.09cm}1)$ jeweils mit der Wahrscheinlichkeit $0.2$.
$\rm (A)$ Die Varianzen bzw. die Streuungen können aus $f_{X}(x)$ und $f_{Y}(y)$ berechnet werden:
- $$\sigma_X^2 = 2 \cdot \big [0.2 \cdot 1^2 + 0.3 \cdot 0.5^2 \big] = 0.55\hspace{0.3cm}\Rightarrow\hspace{0.3cm}\sigma_X = 0.7416,$$
- $$\sigma_Y^2 = \big [0.2 \cdot (-1)^2 + 0.6 \cdot 0^2 +0.2 \cdot (+1)^2 \big] = 0.4\hspace{0.3cm}\Rightarrow\hspace{0.3cm}\sigma_Y = 0.6325.$$
$\rm (B)$ Für die Kovarianz ergibt sich der folgende Erwartungswert:
- $$\mu_{XY}= {\rm E}\big [ X \cdot Y \big ] = 2 \cdot \big [0.2 \cdot 1 \cdot 1 + 0.3 \cdot 0.5 \cdot 0 \big] = 0.4.$$
$\rm (C)$ Damit erhält man für den Korrelationskoeffizienten:
- $$\rho_{XY}=\frac{\mu_{XY} } {\sigma_X \cdot \sigma_Y}=\frac{0.4 } {0.7416 \cdot 0.6325 }\approx 0.8528. $$
Regressionsgerade
Ziel der linearen Regression ist es, einen einfachen (linearen) Zusammenhang zwischen zwei Zufallsgrößen $X$ und $Y$ zu anzugeben, deren $\text{2D-WDF}$ $f_{XY}(x, y)$ durch Punkte $(x_1, y_1 )$ ... $(x_N, y_N )$ in der $(x,\ y)$–Ebene vorgegeben ist. Die Skizze zeigt das Prinzip am Beispiel mittelwertfreier Größen:
- Gesucht ist die Gleichung der Geraden $K$ ⇒ $y=c_{\rm opt} \cdot x$ mit der Eigenschaft, dass der mittlere quadratische (Euklidische) Abstand $\rm (MQA)$ aller Punkte von dieser Geraden minimal ist. Man bezeichnet diese Gerade auch als Korrelationsgerade. Diese kann als eine Art „statistische Symmetrieachse“ interpretiert werden.
Bei einer großen Menge $N$ empirischer Daten ist der mathematische Aufwand beträchtlich, den bestmöglichen Parameter $C = c_{\rm opt}$ zu ermitteln. Der Aufwand wird deutlich reduziert, wenn man den Abstand nur in $x$– oder in $y$–Richtung definiert.
Im Sonderfall Gaußscher 2D-Zufallsgrößen wie in der Skizze verwendet ist die Korrelationsgerade $K$ identisch mit der Ellipsenhauptachse bei Darstellung der 2D-WDF in Form von Höhenlinien.
Stimmt das?
$\text{(a)}\hspace{0.5cm} \text{Regressionsgerade }R_{Y \to X}$ (rote Gerade in der App)
Hier wird der $y$–Wert auf den $x$–Wert zurückgeführt, was in etwa einer der möglichen Bedeutungen „Zurückfallen” des Wortes „Regression” entspricht.
- Geradengleichung, Winkel $\theta_{Y \to X}$ der Geraden $R_{Y \to X}$ zur $x$–Achse:
- $$y=C_{Y \to X} \cdot x \ \ \ \text{mit} \ \ \ C_{Y \to X}=\frac{\sigma_Y}{\sigma_X}\cdot\rho_{XY}= \frac{\mu_{XY}}{\sigma_X^2},\hspace{0.6cm} \theta_{Y \to X}={\rm arctan}\ (C_{Y \to X}).$$
- Kriterium: Der mittlere Abstand aller Punkte $(x_n, y_n )$ von der Regressionsgeraden $R_{Y \to X}$ in $y$–Richtung ist minimal:
- $${\rm MQA}_Y = {\rm E} \big [ y_n - C_{Y \to X} \cdot x_n\big ]^2 = \frac{\rm 1}{N} \cdot \sum_{n=\rm 1}^{N}\; \;\big [y_n - C_{Y \to X} \cdot x_n\big ]^{\rm 2}={\rm Minimum}.$$
- Die zweite Gleichung gilt nur, wenn alle Punkte $(x_n, y_n )$ der 2D–WDF gleichwahrscheinlich sind.
$\text{(b)}\hspace{0.5cm} \text{Regressionsgerade }R_{X \to Y}$ (blaue Gerade in der App)
Die Regression in Gegenrichtung $($also von $X$ auf $Y)$ bedeutet dagegen, dass der $x$–Wert auf den $y$–Wert zurückgeführt wird. Für ${\rm MQA}_X$ ergibt sich der minimale Wert.
- Geradengleichung, Winkel $\theta_{X \to Y}$ der Geraden $R_{X \to Y}$ zur $x$–Achse:
- $$y=C_{X \to Y} \cdot x \ \ \text{mit} \ \ C_{X \to Y}=\frac{\sigma_X}{\sigma_Y}\cdot\rho_{XY}= \frac{\mu_{XY}}{\sigma_Y^2},\hspace{0.6cm} \theta_{X \to Y}={\rm arctan}\ (C_{X \to Y}).$$
- Kriterium: Der mittlere Abstand aller Punkte $(x_n, y_n )$ von der Regressionsgeraden $R_{X \to Y}$ in $x$–Richtung ist minimal:
- $${\rm MQA}_X = {\rm E} \big [ x_n - y_n/C_{x \to y}\big ]^2 = \frac{\rm 1}{N} \cdot \sum_{n=\rm 1}^{N}\; \;\big [x_n - y_n/C_{x \to y}\big ]^{\rm 2}={\rm Minimum}.$$
$\text{Beispiel 2:}$ Es gelten die gleichen Voraussetzungen wie im $\text{Beispiel 1}$ und es werden teilweise auch die dort gefundenen Ergebnisse verwendet.
In der oberen Grafik ist die Regressionsgerade $R_{x \to y}$ als blaue Kurve eingezeichnet:
- Hierfür ergibt sich $C_{X \to Y}=\mu_{XY}/{\sigma_Y^2} = 1$ und dementsprechend $ \theta_{X \to Y}={\rm arctan}\ (1) = 45^\circ.$
- Für den mittleren Abstand aller vier Punkte $(x_n, y_n )$ von der Regressionsgeraden $R_{X \to Y}$ in $x$–Richtung erhält man unter Ausnutzung der Symmetrie (beachten Sie die eingezeichneten blauen Horizontalen):
- $${\rm MQA}_X = {\rm E} \big [ x_n - y_n/C_{x \to y}\big ]^2 = 2 \cdot \big [ 0.2 \cdot \left [1 - 1/1\right ]^{\rm 2} +0.3 \cdot \left [0.5 - 0/1\right ]^{\rm 2}\big ]=0.15.$$
- Jede Gerade mit einem anderen Winkel als $45^\circ$ führt hier zu einem größeren ${\rm MQA}_X$.
Betrachten wir nun die rote Regressionsgerade $R_{Y \to X}$ in der unteren Grafik.
- Hierfür ergibt sich $C_{Y \to X}=\mu_{XY}/{\sigma_X^2} = 0.4/0.55\approx0.727$ und $ \theta_{Y \to X}={\rm arctan}\ (0.727) \approx 36^\circ.$
- Hier ist nun der mittlere Abstand der vier Punkte $(x_n, y_n )$ von der Regressionsgeraden $R_{Y \to X}$ in $y$–Richtung minimal (beachten Sie die eingezeichneten roten Vertikalen):
- $${\rm MQA}_Y = {\rm E} \big [ y_n - C_{y \to x} \cdot x_n\big ]^2 = 2 \cdot \big [ 0.2 \cdot \left [1 - 0.727 \cdot 1\right ]^{\rm 2} +0.3 \cdot \left [0 - 0.727 \cdot 0.5 \right ]^{\rm 2}\big ]\approx 0.109.$$
Die im Text erwähnte „Korrelationsgerade” mit der Eigenschaft, dass der mittlere quadratische Euklidische Abstand $\rm (MQA)$ aller Punkte von dieser Geraden minimal ist, wird sicher zwischen den beiden hier berechneten Regressionsgeraden liegen.
Testbereich
Bitte überprüfen
- Hier habe ich als Test neben der roten und der blauen Geraden noch die grüne Gerade $H$ mit Winkel $\arctan(\rho) = \arctan(0.853)\approx 40^\circ$ eingezeichnet.
- Sollte das die Korrelationsgerade $K$ sein, dann müsste der mittlere quadratische (Euklidische) Abstand $\rm (MQA)$ aller Punkte von dieser Geraden minimal sein.
- Müsste dann für diese Gerade ${\rm MQA}={\rm MQA}_X + {\rm MQA}_Y$ minimal sein?
- Bitte für mehrere Parametersätze überprüfen. Ich hoffe, dass das nicht allgemein stimmt.
Bitte recherchieren. Das kann man mit dem Programm nicht überprüfen
- Könnte das wenigstens bei Gaußschen 2D–Zufallsgrößen gelten
- Durch die Tangenten sind die Regressionsgeraden bestimmt.
- Im anderen LNTwww und im Carolin-Programm bezeichnen wir die schwarze Gerade als Ellipsenhauptache und die rote Gerade als Korrelationsgerade.
- Wenn das stimmt, müsste ich das ändern. Die Änderungen im Programm selbst wären minimal.
Der Sonderfall Gaußscher 2D–Zufallsgrößen
Fehlt noch.
Versuchsdurchführung
- Wählen Sie zunächst die Nummer 1 ... 6 der zu bearbeitenden Aufgabe.
- Eine Aufgabenbeschreibung wird angezeigt. Die Parameterwerte sind angepasst.
- Lösung nach Drücken von „Musterlösung”.
- Die Nummer 0 entspricht einem „Reset”: Gleiche Einstellung wie beim Programmstart.
In den folgenden Aufgabenbeschreibungen werden folgende Kurzbezeichnungen verwendet:
- Rot: Regressionsgerade $R_{Y \to X}$ (im Applet rot gezeichnet),
- Blau: Regressionsgerade $R_{X \to Y}$ (im Applet blau gezeichnet).
(1) Mit welcher Parametereinstellung sind die beiden Regressionsgerade $R_{Y \to X}$ und $R_{X \to Y}$ deckungsgleich?
- Es ist offensichtlich, dass gleiche Regressionsgerade nur möglich sind, wenn diese unter dem Winkel $45^\circ$ verlaufen ⇒ „Winkelhalbierende”.
- Da die fest vorgegebenen Punkte $3$ und $4$ auf der Winkelhalbierenden liegen, muss dies auch für die Punkte $1$ und $2$ gelten ⇒ $y_1 = x_1$.
- Dies gilt für alle Parametereinstellungen $y_1 = x_1$ und auch für alle $p_1$ im erlaubten Bereich von $0$ bis $0.5$.
(2) Nun gelte $x_1 = 0.5,\ y_1 = 0,\ p_1 = 0.3$ Interpretieren Sie die Ergebnisse. Aktivieren Sie hierzu die Hilfsgerade.
- Diese Einstellung stimmt mit den Voraussetzungen zu $\text{Beispiel 1}$ und $\text{Beispiel 2}$ überein. Insbesondere gilt $ \theta_{X \to Y}= 45^\circ.$ und $ \theta_{Y \to X}\approx 36^\circ$.
- Durch Variation des Winkels $ \theta_{\rm HG}$ erkennt man, dass für $ \theta_{\rm HG}= 45^\circ$ die Kenngröße ${\rm MQA}_X =0.15$ tatsächlich den kleinsten Wert annimmt.
- Ebenso ergibt sich der kleinstmögliche Abstand ${\rm MQA}_Y =0.109$ in $y$–Richtung für $ \theta_{\rm HG}= 36^\circ$, also entsprechend der Geraden $R_{y \to x}$.
(3) Es gelten zunächst weiter die Einstellungen von (2). Wie ändern sich die Ergebnisse nach Variation von $p_1$ im erlaubten Bereich $(0\le p_1 \le 0.5)$?
- Die blaue Regressionsgerade $ R_{X \to Y}$ verläuft weiter unter dem Winkel $ \theta_{X \to Y}= 45^\circ$ ⇒ es gilt hier $\mu_{XY} =\sigma_Y^2$, und zwar unabhängig von $p_1 < 0.5$.
- Im Grenzfall $p_1 = 0.5$ ist wegen $\sigma_Y =0$ die blaue Regressionsgerade undefiniert. Es handelt sich nurmehr um eine 1D–Zufallsgröße $X$.
- Mit $p_1=0$ sind nur die äußeren Punkte $3$ und $4$ wirksam ⇒ $ \theta_{Y \to X}= \theta_{X \to Y}= 45^\circ$, mit $p_1=0.5$ nur die inneren Punkte ⇒ $ \theta_{Y \to X}= 0^\circ$.
- Dazwischen wird $ R_{Y \to X}$ kontinuierlich flacher. Sind alle Punkte gleichwahrscheinlich $(p_1=0.25)$, dann ist $\theta_{Y \to X}\approx 38.7^\circ$.
(4) Nun gelte $x_1 = 0,\ y_1 = 0.5,\ p_1 = 0.3$. Variieren Sie $0\le p_1 < 0.5$ und interpretieren Sie die Ergebnisse. $(p_1 = 0.5$ sollte man ausschließen$)$.
- Wegen $\sigma_X \le \sigma_Y$ liegt weiterhin die blaue Gerade nie unterhalb der roten, die für alle $p_1 \ne 0.5$ die Winkelhalbierende ist ⇒ $ \theta_{Y \to X}\approx 45^\circ$.
- Der Winkel der blauen Regressionsgerade wächst von $ \theta_{X \to Y}= 45^\circ \ (p_1 = 0)$ bis $ \theta_{X \to Y} \to 90^\circ \ (p_1 \to 0.5)$ kontinuierlich an.
(5) Beginnen Sie mit $x_1 = 0.8,\ y_1 = -0.8,\ p_1 = 0.25$ und vergrößern Sie $y_1$ bis zum Endwert $y_1 = +0.8$. Interpretieren Sie die Ergebnisse.
- Für $y_1 =-0.8$ ist $ \theta_{X \to Y}= 77.6^\circ$ und $ \theta_{Y \to X}= 12.4^\circ$. Mit steigendem $y_1$ verläuft $ R_{X \to Y}$ (blau) flacher und $R_{Y \to X}$ (rot) steiler.
- Im Endpunkt $(y_1 = +0.8)$ verlaufen die beiden Regressionsgeraden deckungsgleich unter dem Winkel $ \theta_{X \to Y}= \theta_{Y \to X}= 45^\circ$.
(6) Abschließend gelte $x_1 = +1,\ y_1 = -1$. Variieren Sie $p_1$ im gesamten zulässigen Bereich $0\le p_1 \le 0.5$. Wann sind $X$ und $Y$ unkorreliert?
- Für $p_1 = 0$ gilt $ \theta_{X \to Y}=\theta_{Y \to X}= 45^\circ.$ Dann dreht die blaue Gerade entgegen dem Uhrzeigersinn, die rote Gerade im Uhrzeigersinn.
- Für $p_1 = 0.25$ sind die Winkel $ \theta_{X \to Y}=90^\circ, \ \theta_{Y \to X}= 0^\circ.$ Diese Momentaufnahme beschreibt unkorrelierte Zufallsgrößen ⇒ $\mu_{XY}=0$.
- Anschließend drehen beide Geraden weiter in gleicher Richtung. Für $p_1 = 0.5$ gilt schließlich: $ \theta_{X \to Y}=135^\circ= -45^\circ, \ \theta_{Y \to X}= -45^\circ.$
Zur Handhabung des Applets
(A) Vorauswahl für blauen Parametersatz
(B) Parametereingabe $I$ und $p$ per Slider
(C) Vorauswahl für roten Parametersatz
(D) Parametereingabe $\lambda$ per Slider
(E) Graphische Darstellung der Verteilungen
(F) Momentenausgabe für blauen Parametersatz
(G) Momentenausgabe für roten Parametersatz
(H) Variation der grafischen Darstellung
$\hspace{1.5cm}$„$+$” (Vergrößern),
$\hspace{1.5cm}$ „$-$” (Verkleinern)
$\hspace{1.5cm}$ „$\rm o$” (Zurücksetzen)
$\hspace{1.5cm}$ „$\leftarrow$” (Verschieben nach links), usw.
( I ) Ausgabe von ${\rm Pr} (z = \mu)$ und ${\rm Pr} (z \le \mu)$
(J) Bereich für die Versuchsdurchführung
Andere Möglichkeiten zur Variation der grafischen Darstellung:
- Gedrückte Shifttaste und Scrollen: Zoomen im Koordinatensystem,
- Gedrückte Shifttaste und linke Maustaste: Verschieben des Koordinatensystems.
Über die Autoren
Dieses interaktive Berechnungstool wurde am Lehrstuhl für Nachrichtentechnik der Technischen Universität München konzipiert und realisiert.
- Die erste Version wurde 2005 von Bettina Hirner im Rahmen ihrer Diplomarbeit mit „FlashMX–Actionscript” erstellt (Betreuer: Günter Söder).
- 2020 wurde das Programm von Veronika Hofmann (Ingenieurspraxis Mathematik, Betreuer: Benedikt Leible und Tasnád Kernetzky ) unter „HTML5” neu gestaltet.