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Das hier vorgestellte Analyseskript dient als vereinfachtes Muster einer empirischen Ausarbeitung der multiplen Regressionsanalyse auf BA-Niveau am Soziologischen Institut der UZH. Es verdeutlicht zudem unsere Standards für Analyse und Ergebnisdarstellung. Gewähr für die Funktionalität des Codes und Korrektheit der Ergebnisse wird nicht übernommen. Fehlermeldungen und Verbesserungsvorschläge bitte an den Autor.

Beispielhaft untersucht wird der Effekt des Haushaltseinkommens auf die Lebenszufriedenheit auf Basis des SHP. Das Haushaltseinkommen dient dabei als Indikator für individuellen Wohlstand und wird dementsprechend als OECD-gewichtetes Haushaltsnetto (auf Monatsbasis) gemessen. Die Messung der Lebenszufriedenheit erfolgt auf einer typischen 11er Likert-Skala. Die Analyse ist querschnittlich ausgerichtet, obgleich Fragestellung & Variationseigenschaften eine längsschnittliche Analyseperspektive eröffnen - auf die das SHP grundsätzlich auch ausgerichtet ist.

Im querschnittlichen Ansatz erfolgt die empirische Effektabsicherung bei Umfragedaten ausschliesslich über die Integration von Kontrollvariablen. Daher werden in der Analyse zusätzlich das Geschlecht, der Erwerbsstatus, Bildung sowie das Alter berücksichtigt. Das Geschlecht wird zudem als Moderator des Einkommenseffektes modelliert, da unser (in diesem Skript nicht weiter erläutertes) theoretisches Erklärungsmodell unterschiedliche Wirkungsmechanismen für Männer und Frauen etabliert hat. Neben dem bivariaten und dem bereinigten Regressionsmodell wird daher ein Moderationsmodell spezifiziert. Zudem sei angenommen, dass im Rahmen der theoretischen Auseinandersetzung die Wohnungsqualität als wichtige einkommensgebunden Ursache für subjektives Wohlbefinden identifiziert wurde; daher sollen die statistischen Mediationseigenschaften dieser Variable in einem Mediationsmodell empirisch erschlossen werden.

Der vorgelagerte Prozess des Datenmanagements ist nicht in diesem Skript dokumentiert, sondern auf der Seite zum Datenmanagement. Infos zum SHP gibt es auf der Homepage von FORS.

Los geht’s wie immer mit dem Kopf der Syntax:

# BAa
# SHP Analyse zur Lebenszufriedenheit
# Datum: 23.03.2021
# AutorIn: XXX

Als nächstes lesen wir die zuvor produzierte Datenmatrix ein und installieren/aktivieren die für die Analyse relevanten Packages.

# Daten einlesen (z.B. von "c:\meine_BA")
library(haven)
datensatz <- read_dta("mein_laufwerk/mein_zielverzeichnis/shp_base2.rds")
# install.packages("package")
library(tidyverse)
library(ggplot2)
library(visreg)
library(summarytools)
library(stargazer)
library(fastDummies)
library(labelled)
library(ggridges)
library(Hmisc)

 

1 Vorbereitungen und Inspektion

Bevor es losgeht verschaffen wir uns einen Überblick über den Datensatz und die Variablen:

dim (shp_base2)
## [1] 9338   28
tibble::view(shp_base2)
summary(shp_base2)
##       pid             w11101_2017         alter         educyears    
##  Min.   :5.101e+03   Min.   :   0.0   Min.   :18.00   Min.   : 9.00  
##  1st Qu.:7.915e+06   1st Qu.: 407.4   1st Qu.:38.00   1st Qu.:12.00  
##  Median :2.133e+07   Median : 592.0   Median :53.00   Median :12.00  
##  Mean   :3.103e+07   Mean   : 723.3   Mean   :52.26   Mean   :13.53  
##  3rd Qu.:6.268e+07   3rd Qu.: 816.6   3rd Qu.:67.00   3rd Qu.:15.00  
##  Max.   :1.054e+09   Max.   :5205.8   Max.   :99.00   Max.   :21.00  
##                                                       NA's   :15     
##    geschlecht      zivilstand        hhgr         numkids           erwerb     
##  Min.   :1.000   Min.   :1.00   Min.   : 1.0   Min.   :0.0000   Min.   :1.000  
##  1st Qu.:1.000   1st Qu.:1.00   1st Qu.: 2.0   1st Qu.:0.0000   1st Qu.:1.000  
##  Median :2.000   Median :1.00   Median : 2.0   Median :0.0000   Median :2.000  
##  Mean   :1.542   Mean   :1.55   Mean   : 2.6   Mean   :0.3183   Mean   :1.999  
##  3rd Qu.:2.000   3rd Qu.:2.00   3rd Qu.: 4.0   3rd Qu.:0.0000   3rd Qu.:3.000  
##  Max.   :2.000   Max.   :5.00   Max.   :10.0   Max.   :4.0000   Max.   :3.000  
##                  NA's   :1                                      NA's   :5      
##     hhnetto          idhous_2017           height          weight      
##  Min.   :   146.7   Min.   :      51   Min.   :1.180   Min.   : 36.00  
##  1st Qu.: 57085.7   1st Qu.:   79211   1st Qu.:1.640   1st Qu.: 62.00  
##  Median : 86623.7   Median :  213346   Median :1.700   Median : 71.00  
##  Mean   : 95507.9   Mean   :  313594   Mean   :1.709   Mean   : 72.58  
##  3rd Qu.:121032.6   3rd Qu.:  626831   3rd Qu.:1.780   3rd Qu.: 81.00  
##  Max.   :736158.6   Max.   :10539611   Max.   :2.060   Max.   :180.00  
##  NA's   :8                             NA's   :325     NA's   :419     
##     lifesat           health          kanton         zustand     
##  Min.   : 0.000   Min.   :1.000   Min.   : 1.00   Min.   :1.000  
##  1st Qu.: 8.000   1st Qu.:2.000   1st Qu.: 6.00   1st Qu.:2.000  
##  Median : 8.000   Median :2.000   Median :16.00   Median :2.000  
##  Mean   : 8.081   Mean   :1.994   Mean   :14.44   Mean   :2.162  
##  3rd Qu.: 9.000   3rd Qu.:2.000   3rd Qu.:23.00   3rd Qu.:2.000  
##  Max.   :10.000   Max.   :5.000   Max.   :26.00   Max.   :3.000  
##  NA's   :313      NA's   :13                      NA's   :28     
##    anz_zimmer         noise           sample   status_2017     
##  Min.   : 1.000   Min.   :1.000   Min.   :1   Min.   :0.00000  
##  1st Qu.: 3.000   1st Qu.:2.000   1st Qu.:1   1st Qu.:0.00000  
##  Median : 4.000   Median :2.000   Median :1   Median :0.00000  
##  Mean   : 4.479   Mean   :1.792   Mean   :1   Mean   :0.03309  
##  3rd Qu.: 5.000   3rd Qu.:2.000   3rd Qu.:1   3rd Qu.:0.00000  
##  Max.   :10.000   Max.   :2.000   Max.   :1   Max.   :1.00000  
##  NA's   :346      NA's   :19                                   
##      idpers              erwach       oecd_weight     oecd_inc_mon     
##  Min.   :5.101e+03   Min.   :1.000   Min.   :1.000   Min.   :   12.22  
##  1st Qu.:7.915e+06   1st Qu.:2.000   1st Qu.:1.500   1st Qu.: 3061.22  
##  Median :2.133e+07   Median :2.000   Median :1.500   Median : 4227.94  
##  Mean   :3.103e+07   Mean   :2.282   Mean   :1.736   Mean   : 4639.25  
##  3rd Qu.:6.268e+07   3rd Qu.:3.000   3rd Qu.:2.100   3rd Qu.: 5635.79  
##  Max.   :1.054e+09   Max.   :7.000   Max.   :4.700   Max.   :44435.40  
##                                                      NA's   :8         
##       bmi          overweight     zivilstand_class  
##  Min.   :13.06   Min.   :0.0000   Length:9338       
##  1st Qu.:21.80   1st Qu.:0.0000   Class :character  
##  Median :24.21   Median :0.0000   Mode  :character  
##  Mean   :24.77   Mean   :0.1061                     
##  3rd Qu.:26.99   3rd Qu.:0.0000                     
##  Max.   :66.79   Max.   :1.0000                     
##  NA's   :529     NA's   :529

Der Datensatz enthält 28 Variablen und 9338 Personen bzw. Beobachtungen. Die Verteilung der Altersvariable und die konstante Ausprägung der von uns angelegten sample-Variable lassen erkennen, dass wir die Stichprobe bereits im Zuge der Datenaufbereitung eingegrenzt haben: Unsere Grundgesamtheit bilden alle erwachsene Personen der Schweiz, Stichprobe und Daten sind dementsprechend begrenzt auf alle Personen, die mindestens 18 Jahre alt sind und die ein gültiges Interview abgeliefert haben. Letzteres erkennen wir auch an der “status_2017”-Variable, die ausschliesslich die Werte 0 (=gültiges Interview) und 1 (=gültiges Proxy-Interview) aufweist. Entspräche an dieser Stelle der Analysedatensatz nicht unserer Konzeption der Stichprobe, wäre im vorhergehenden Schritt der Datenaufbereitung etwas falsch gelaufen.

Fehlende Werte bzw. Antwortverweigerung scheinen ebenfalls korrekt als “NA”-codiert zu sein - jedenfalls enthält keine Variable negative Ausprägungen, die in den Rohversionen der bereitgestellten Datensätze oftmals für solche Item-Missings stehen.

Zur Sicherheit führen wir die entsprechende Fallauswahl noch mal aus (auch wenn sie hier den bestehenden Datensatz 1:1 reproduziert):

shp_sample<-filter(shp_base2, alter>=18 & sample==1)
dim (shp_sample)
## [1] 9338   28

In unsere Analyse gehen auch kategoriale Variablen, bzw. in R-Terminologie: Faktoren, ein. In der derzeitigen Fassung des Datensatzes sind diese jedoch noch nicht als solche definiert. Dies erkennen wir an dem Inspektionsoutput oben, in dem für die kategorialen Variablen keine Häufigkeitsauszählungen, sondern Mittelwertsstatistiken ausgewiesen sind (zudem könnten wir über attributes() oder look_for() schnell zu der entsprechenden Erkenntnis kommen). Damit aber R kategoriale Variablen auch als solche verarbeitet (und nicht etwa wie metrische Variablen behandelt), definieren wir sie vorab typkonsistent:

shp_sample$geschlecht<-as_factor(shp_sample$geschlecht)
shp_sample$erwerb<-as_factor(shp_sample$erwerb)
shp_sample$zustand<-as_factor(shp_sample$zustand)

Achtung 1: as_factor() generiert gelegentlich neue Missingkategorien jenseits von NA, welche nach der Faktorisierung wieder in NAs zurück kodiert werden müssen. Dieses Problem tritt hier nicht auf.

Achtung 2: as_factor() legt gelegentlich zusätzliche, leere Variablenkategorien an, die auf den Labels der vormaligen und nicht mehr verwendeten Missing-Kategorien beruhen. Dieses Problem tritt hier auf:

table(shp_sample$geschlecht)
## 
## .S (-3) .M (-2) .C (-1)    Male  Female 
##       0       0       0    4274    5064

Dies führt zwar nicht zu analytischen oder statistischen Fehlern, erzeugt aber oft ärgerlichen Überhang in den Darstellungen. Abhilfe schafft droplevels(), ein base-R Kommando welches unbelegte Kategorien einer Faktorvariable entfernt. Alternativ kann auch fct_drop() aus forcats verwendet werden - insb. wenn die Variablenlabels erhalten bleiben sollen, die bei droplevels aus unerfindlichen Gründen eliminiert werden:

shp_sample$geschlecht<-fct_drop(shp_sample$geschlecht)
shp_sample$erwerb<-fct_drop(shp_sample$erwerb)
shp_sample$zustand<-fct_drop(shp_sample$zustand)
table(shp_sample$geschlecht)
## 
##   Male Female 
##   4274   5064

Alle relevanten kategorialen Variablen sind nun als Faktoren im Datensatz angelegt, wie sich leicht (z.B über summary()) nachprüfen lässt:

summary(shp_sample)
##       pid             w11101_2017         alter         educyears    
##  Min.   :5.101e+03   Min.   :   0.0   Min.   :18.00   Min.   : 9.00  
##  1st Qu.:7.915e+06   1st Qu.: 407.4   1st Qu.:38.00   1st Qu.:12.00  
##  Median :2.133e+07   Median : 592.0   Median :53.00   Median :12.00  
##  Mean   :3.103e+07   Mean   : 723.3   Mean   :52.26   Mean   :13.53  
##  3rd Qu.:6.268e+07   3rd Qu.: 816.6   3rd Qu.:67.00   3rd Qu.:15.00  
##  Max.   :1.054e+09   Max.   :5205.8   Max.   :99.00   Max.   :21.00  
##                                                       NA's   :15     
##   geschlecht     zivilstand        hhgr         numkids      
##  Male  :4274   Min.   :1.00   Min.   : 1.0   Min.   :0.0000  
##  Female:5064   1st Qu.:1.00   1st Qu.: 2.0   1st Qu.:0.0000  
##                Median :1.00   Median : 2.0   Median :0.0000  
##                Mean   :1.55   Mean   : 2.6   Mean   :0.3183  
##                3rd Qu.:2.00   3rd Qu.: 4.0   3rd Qu.:0.0000  
##                Max.   :5.00   Max.   :10.0   Max.   :4.0000  
##                NA's   :1                                     
##          erwerb        hhnetto          idhous_2017           height     
##  Full Time  :3452   Min.   :   146.7   Min.   :      51   Min.   :1.180  
##  Part Time  :2441   1st Qu.: 57085.7   1st Qu.:   79211   1st Qu.:1.640  
##  Not Working:3440   Median : 86623.7   Median :  213346   Median :1.700  
##  NA's       :   5   Mean   : 95507.9   Mean   :  313594   Mean   :1.709  
##                     3rd Qu.:121032.6   3rd Qu.:  626831   3rd Qu.:1.780  
##                     Max.   :736158.6   Max.   :10539611   Max.   :2.060  
##                     NA's   :8                             NA's   :325    
##      weight          lifesat           health          kanton     
##  Min.   : 36.00   Min.   : 0.000   Min.   :1.000   Min.   : 1.00  
##  1st Qu.: 62.00   1st Qu.: 8.000   1st Qu.:2.000   1st Qu.: 6.00  
##  Median : 71.00   Median : 8.000   Median :2.000   Median :16.00  
##  Mean   : 72.58   Mean   : 8.081   Mean   :1.994   Mean   :14.44  
##  3rd Qu.: 81.00   3rd Qu.: 9.000   3rd Qu.:2.000   3rd Qu.:23.00  
##  Max.   :180.00   Max.   :10.000   Max.   :5.000   Max.   :26.00  
##  NA's   :419      NA's   :313      NA's   :13                     
##                                          zustand       anz_zimmer    
##  in bad condition                            : 204   Min.   : 1.000  
##  in good condition but not recently renovated:7394   1st Qu.: 3.000  
##  new or recently renovated                   :1712   Median : 4.000  
##  NA's                                        :  28   Mean   : 4.479  
##                                                      3rd Qu.: 5.000  
##                                                      Max.   :10.000  
##                                                      NA's   :346     
##      noise           sample   status_2017          idpers         
##  Min.   :1.000   Min.   :1   Min.   :0.00000   Min.   :5.101e+03  
##  1st Qu.:2.000   1st Qu.:1   1st Qu.:0.00000   1st Qu.:7.915e+06  
##  Median :2.000   Median :1   Median :0.00000   Median :2.133e+07  
##  Mean   :1.792   Mean   :1   Mean   :0.03309   Mean   :3.103e+07  
##  3rd Qu.:2.000   3rd Qu.:1   3rd Qu.:0.00000   3rd Qu.:6.268e+07  
##  Max.   :2.000   Max.   :1   Max.   :1.00000   Max.   :1.054e+09  
##  NA's   :19                                                       
##      erwach       oecd_weight     oecd_inc_mon           bmi       
##  Min.   :1.000   Min.   :1.000   Min.   :   12.22   Min.   :13.06  
##  1st Qu.:2.000   1st Qu.:1.500   1st Qu.: 3061.22   1st Qu.:21.80  
##  Median :2.000   Median :1.500   Median : 4227.94   Median :24.21  
##  Mean   :2.282   Mean   :1.736   Mean   : 4639.25   Mean   :24.77  
##  3rd Qu.:3.000   3rd Qu.:2.100   3rd Qu.: 5635.79   3rd Qu.:26.99  
##  Max.   :7.000   Max.   :4.700   Max.   :44435.40   Max.   :66.79  
##                                  NA's   :8          NA's   :529    
##    overweight     zivilstand_class  
##  Min.   :0.0000   Length:9338       
##  1st Qu.:0.0000   Class :character  
##  Median :0.0000   Mode  :character  
##  Mean   :0.1061                     
##  3rd Qu.:0.0000                     
##  Max.   :1.0000                     
##  NA's   :529

Univariate Illustrationen (Histogramme etc.) von UV und AV gehören zwar meist nicht in die Schriftfassung eurer Arbeit, sind aber nützlich für die interne Inspektion und Vergegenwärtigung der zentralen Variablen.

shp_sample_hist<-filter(shp_sample, oecd_inc_mon<20000)
ggplot(shp_sample_hist, aes(x = oecd_inc_mon)) +
  geom_histogram(fill="blue") +
  xlab("")+ ylab("Anzahl")+
  labs(title="Einkommen in der Schweiz 2017",
          subtitle="OECD-gewichtetes monatliches Haushaltnetto",
          caption="SHP v19, erwachsene Personen, n=11.514")

shp_sample_bar<-filter(shp_sample, !is.na(lifesat))
ggplot(shp_sample_bar, aes(x = lifesat)) +
  geom_bar(aes(y = (..count..)/sum(..count..)), fill="blue") +
  coord_flip()+
  xlab("")+ ylab("Prozent")+
  scale_x_continuous(breaks=c(0,1,2,3,4,5,6,7,8,9,10))+
  scale_y_continuous(labels=scales::percent,breaks=c(0,0.10,0.20,0.30, 0.40))+
  labs(title="Lebenszufriedenheit in der Schweiz 2017",
          subtitle='10-ganz und gar zufrieden, 0-überhaupt nicht zufrieden',
          caption="SHP v19, erwachsene Personen, n=9.025")
## Warning: The dot-dot notation (`..count..`) was deprecated in ggplot2 3.4.0.
## ℹ Please use `after_stat(count)` instead.
## This warning is displayed once every 8 hours.
## Call `lifecycle::last_lifecycle_warnings()` to see where this warning was
## generated.

Die Verteilung der Lebenszufriedenheit hat ihren Schwerpunkt im oberen Bereich der Skala und dünnt in der unteren Hälfte der Skala sehr stark aus. Eine lineare Modellierung als metrische abhängige Variable scheint aber noch gerechtfertigt. Die Einkommensvariable ist typisch schief verteilt, aber grundsätzlich für eine Modellierung als metrische Determinante der Lebenszufriedenheit geeignet.

 

2 Stichprobenstatistik

Wichtiges Element der empirischen Ausarbeitung und zentraler Bestandteil des Methodeabschnittes ist die Übersichtstabelle zur Stichprobenstatistik. Vorab nehmen wir die Variablenauswahl vor und beschränken den Datensatz auf die analyserelevanten Merkmale. Damit erleichtern wir die Erstellung der Übersichtstabelle und auch die weitere analytische Ausarbeitung:

shp_sample<-select(shp_sample, pid, lifesat, oecd_inc_mon, alter, educyears, geschlecht, erwerb, zustand, w11101_2017)

Eine einfache, aber effektive Funktion zur Erstellung einer deskriptiven Übersichtstabelle bietet das Package table1. Praktischerweise verarbeitet dies Faktor-Variablen und weist für diese in der generierten Tabelle automatisch Häufigkeiten (statt Lage- und Streuungsmasse) aus.

Achtung: Achtet vor Anwendung dieses Tabellen-Kommandos unbedingt darauf, dass alle kategorialen Variablen als Faktoren definiert (siehe oben) wurden. Ansonsten würden deren Ausprägungen vom Kommando als numerische Werte interpretiert und entsprechend unsinnige Tabelleneinträge generieren.

library(table1)
table1(~lifesat+oecd_inc_mon+alter+educyears+geschlecht+erwerb+zustand, data=shp_sample)
Overall
(N=9338)
Satisfaction with Life in General
Mean (SD) 8.08 (1.32)
Median [Min, Max] 8.00 [0, 10.0]
Missing 313 (3.4%)
oecd_inc_mon
Mean (SD) 4640 (2620)
Median [Min, Max] 4230 [12.2, 44400]
Missing 8 (0.1%)
Age of Individual
Mean (SD) 52.3 (18.3)
Median [Min, Max] 53.0 [18.0, 99.0]
Number of Years of Education
Mean (SD) 13.5 (3.10)
Median [Min, Max] 12.0 [9.00, 21.0]
Missing 15 (0.2%)
Gender of Individual
Male 4274 (45.8%)
Female 5064 (54.2%)
Employment Level of Individual
Full Time 3452 (37.0%)
Part Time 2441 (26.1%)
Not Working 3440 (36.8%)
Missing 5 (0.1%)
Condition of current accommodation
in bad condition 204 (2.2%)
in good condition but not recently renovated 7394 (79.2%)
new or recently renovated 1712 (18.3%)
Missing 28 (0.3%)


Es fehlen noch:

…umsetzbar am besten direkt in Word nach copy & paste.

Durch den weiter oben angewendeten fct_drop-Befehl tauchen praktischerweise in der Tabelle nur solche Kategorien auf, die auch tatsächlich besetzt sind.

Unkonventionell am Output von table1 ist die zeilenübergreifende Organisation der statistischen Kennwerte, welche in der traditionellen Stichprobenstatistik die Spalten der Übersichtstabelle definieren. Insbesondere bei Analysen mit vielen Variablen bricht table1 daher mit dem Leitbild darstellungsökonomischer Sparsamkeit und Übersichtlichkeit.

Alternative Darstellungen bieten dann die Packages summarytools und stargazer, deren Befehle zur Übersichtsstatistik allerdings keine Faktor-Variablen verarbeiten. Diese müssen folglich zunächst in Sets numerischer Dummy-Variablen rekodiert werden, sofern ihr summarytools und stargazer zur Produktion der Übersichtsstatistik nutzen wollt:

shp_sample_D<-dummy_cols(shp_sample, select_columns=c("geschlecht", "erwerb", "zustand"), ignore_na = TRUE)

…so werden im (neu gebildeten) Datensatz neben den grundlegenden Faktorvariablen auch die davon abgeleiteten Dummies angelegt - und zwar formal als metrische Variablen (check: is.numeric(shp_sample_D$geschlecht_Male)). Durch die etwas mühsame doppelte Variablenredefinition (metrisch→faktor→dummy) werden kategoriale Variablen nun auch von den Übersichtskommandos in summarytools und stargazer aufgegriffen.

stats<-summarytools::descr(shp_sample_D, stats = c("N.Valid", "Pct.Valid", "mean", "sd", "min", "max"), transpose=T)
print(stats, method="browser", file="stats.htm")
statsdf<-data.frame(stats)
stats

Direkt veröffentlichungswürdig ist der Output so zwar noch nicht, aber der Weg dahin ist nun relativ kurz: der print-Befehl legt eine html-Tabelle im aktuellen Working Directory an, die leicht z.B. nach Word kopiert & dort weiterbearbeitet werden kann. Durch:

…entsteht binnen 5 Minuten eine nahezu veröffentlichungswürdige Tabelle zur Stichprobenstatistik:

Alternativ hätten wir die oben angelegte descr-Output-Matrix stats_df direkt in Word oder Excel weiterverarbeiten können.

Das Package stargazer kann ebenfalls ein gut übertragbares html-Dokument zur Stichprobenstatistik kreieren. Es bietet insbesondere dann eine gute Alternative, wenn summarytools sich nicht sauber installieren lässt oder Konflikte mit der verwendeten R-Version und dem Betriebssystem erzeugt, was leider häufig berichtet wird.

stargazer(as.data.frame(shp_sample_D), type="text", out="table1.html",
          title="Übersichtstabelle: Univariate Statistik", digits=2)

Allerdings müssen hier im Rahmen der Nachbearbeitung zusätzlich zu den oben aufgeführten Formatierungsschritten noch die Anteile der NAs per Hand berechnet und ergänzt werden. Bei stargazer-produzierten Tabellen gibt es verschiedene Möglichkeiten des Transfers zur weiteren Bearbeitung. Eine davon: spezifiziere die Tabelle als html-Dokument, öffne dieses im Browser, kopiere sie von dort nach Word und übernehme da die Finalisierung.

Achtung Stichprobenfresser!

Die Übersicht zur Stichprobenstatistik, die typischerweise vor der Reduktion des Datensatzes auf die Modellstichprobe erstellt wird, ist zuvorderst ein wichtiges Instrument der Datenkommunikation, dient aber auch der inneren Vergegenwärtigung möglicher Probleme der Variablenauswahl. Merke: Die besetzungsschwächste Drittvariable prägt die Grösse der Modellstichprobe; daher muss die Kontrollleistung einer Variable immer gegenüber den mit ihrer Integration verbundenen Stichprobeneinbussen abgewogen werden. Die vorliegende Stichprobenstatistik weisst die Lebenszufriedenheit als ausfallsensibelste Variable im Analysedatensatz aus: da dies eine der beiden zentralen Variablen der Analyse ist, sind die entsprechenden Ausfälle hier alternativlos, zudem aber auch nicht besonders gross.

In vielen anderen denkbaren Szenarios könntet ihr aber auf Grundlage eines Nebendarstellers einen Grossteil der Stichprobe verlieren, was in vielen Fällen inakzeptabel wäre. Ihr würdet dann stattdessen entweder (a) auf die Kontrolle des entsprechenden Stichprobenfressers verzichten, (b) eine andere Variable, die ein ähnliches Konzept abbildet, verwenden, oder (c) eine modellierbare Zusatzkategorie “Fehlend” zu den Ausprägungen des Stichprobenfressers integrieren, in welche die nicht-modellierbaren Missings verschoben werden.

 

3 Bivariate Inspektion und Visualisierung

3.1 Metrische UV

Die deskriptive Aufarbeitung des bivariaten Zusammenhangs von UV und AV dient in erster Linie der Datenexploration. Gleichwohl wertet eine gelungene Visualisierung des bivariaten Zusammenhangs jede Forschungsarbeit auf. Das grundlegende bivariate Visualisierungsinstrument ist das einfache Streudiagramm:

scatterplot <- ggplot(shp_sample, 
       aes(x = oecd_inc_mon, y = lifesat)) + 
  geom_point() +
  geom_smooth(method=lm, se=F) +
  scale_x_continuous(breaks = seq(0,20000,2000)) +
  scale_y_continuous(breaks = seq(0,10,1)) +
    coord_cartesian(xlim=c(0,20000))+
    labs(x = "Monatliches Haushaltsnetto", 
       y = "Lebenszufriedenheit",
       title = "Einkommen und Lebenszufriedenheit in der Schweiz",
       caption = "Quelle: SHP v.19, n = 9.025 \nKodierung: 0-überhaupt nicht zufrieden; 10-ganz und gar zufrieden") + 
  theme_classic()
scatterplot
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

Das für grosse Datensätze typische Problem Overplotting ist in dieser Anwendung noch durch den diskreten Charakter der abhängigen Variable und die starke Belegung der Modalkategorie (~40% bei Lebenszufriedenheit=8) verschärft. R bietet verschiedene Variationen des einfachen Scatterplots, die solche Probleme in verschiedenen Anwendungssituationen jeweils graduell abfedern können.

Empfehlung: In der konkreten empirischen Situation immer nur eine der Varianten - nämlich die, die den Charakter des Zusammenhangs am besten abzubilden vermag - in den Bericht (bzw. die Präsentation oder das Poster) integrieren.

Der Jitterplot fügt den Werten eine zufällige Streuungskomponente zu, zudem lässt das alpha-Argument die Punkte transparent erscheinen, so dass Überlagerungen besser sichtbar werden. Wichtig: Die Spezifikation des geom_jitter-Befehls sollte bei quasi-metrischen Variablen den diskreten Charakter der Variablen nicht aufheben - indem, wie hier, kleine Lücken zwischen den horizontalen Streusäulen belassen werden. Manchmal muss dafür das “jitter”-Argument noch weitergehend als hier spezifiziert werden.

scatterplot <- ggplot(shp_sample, 
       aes(x = oecd_inc_mon, y = lifesat)) + 
  geom_jitter(size=2, alpha=0.1) +
  geom_smooth(method=lm, se=F) +
  scale_x_continuous(breaks = seq(0,18000,2000)) +
  scale_y_continuous(breaks = seq(0,10,1)) +
  coord_cartesian(xlim=c(0,18000))+
    labs(x = "Monatliches Haushaltsnetto", 
       y = "Lebenszufriedenheit",
       title = "Einkommen und Lebenszufriedenheit in der Schweiz",
       caption = "Quelle: SHP v.19, n = 9.025 \nKodierung: 0-überhaupt nicht zufrieden; 10-ganz und gar zufrieden") + 
  theme_classic()
scatterplot
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

Die Heatmap vermag in diesem Beispiel ebenfalls den Charakter des Zusammenhangs zu visualisieren. Dieses Visualisierungsinstrument ist insbesondere dann hilfreich, wenn wir es mit grossen Datensätzen zu tun haben. Andererseits ist ein zurückhaltender Einsatz dieser Darstellungsoption im Rahmen der Zusammenhangsanalyse geboten, da zum einen das zentrale Repräsentationsniveau (1 Messung = 1 Darstellungspunkt) aufgegeben wird und zum anderen die implizite Klassierung Zusammenhänge verschleiern oder überbetonen kann.

Wichtig: Kalibriere über das bins-Argument die Geographie bzw. Klassenbildung der Map so, dass keine strukturbedingten Lücken in der Abbildung entstehen. Nur dann können abgebildete Lücken eindeutig, nämlich als geringe bzw. fehlende Belegung, interpretiert werden.

heatmap <- ggplot(shp_sample, 
       aes(x = oecd_inc_mon, y = lifesat)) + 
  geom_bin2d(bins = c(40, 10)) +
  geom_smooth(method=lm, se=F) +
  scale_x_continuous(breaks = seq(0,20000,2000)) +
  scale_y_continuous(breaks = seq(0,10,1)) +
    coord_cartesian(xlim=c(0,14000))+
  scale_fill_gradient(low = "azure", high="darkblue", guide_legend(title = "Anzahl")) +
  labs(x = "Monatliches Haushaltsnetto", 
       y = "Lebenszufriedenheit",
       title = "Einkommen und Lebenszufriedenheit in der Schweiz",
       caption = "Quelle: SHP v.19, n = 9.025 \nKodierung: 0-überhaupt nicht zufrieden; 10-ganz und gar zufrieden") + 
  theme_classic()
heatmap
## `geom_smooth()` using formula = 'y ~ x'

Der multiple Boxplot ist häufig hilfreich zur Visualisierung der Schwerpunktverschiebung - hier allerdings nicht:

ggplot(shp_sample, aes(x=oecd_inc_mon, y=lifesat)) + 
    scale_y_continuous(breaks = seq(0,10,1)) +
    coord_cartesian(xlim=c(0,14000))+
  geom_boxplot(aes(group = cut_width(oecd_inc_mon, 1000)), orientation = "oecd_inc_mon", outlier.alpha = 0.1)+
  labs(x = "Monatliches Haushaltsnetto (in 1000er-Klassen)", 
       y = "Lebenszufriedenheit",
       title = "Einkommen und Lebenszufriedenheit in der Schweiz",
       caption = "Quelle: SHP v.19, n = 9.025 \nKodierung: 0-überhaupt nicht zufrieden; 10-ganz und gar zufrieden") + 
  theme_classic()

Insbesondere zur Linearitätsdiagnose geeignet ist der Binplot bzw. binned Scatterplot. Hier repräsentieren die Punkte keine Beobachtungen, sondern Mittelwerte der AV in Kategorien bzw. Klassen der UV. Die horizontalen Abstände informieren zudem über die jeweilige Dichte der Verteilung der UV. Diese Darstellung hilft oft bei der visuellen Einschätzung der Zusammenhangsform im Rahmen der Linearitätsdiagnose. Eine zentrale bivariate Information, nämlich die konditionale Streuung der abhängigen Variablen, wird im Binplot allerdings nicht abgebildet, weshalb sein Nutzen zur Zusammenhangsdeskription insgesamt begrenzt ist:

library(binsreg)
shp_sample_bins<-as.data.frame(shp_sample)
binsreg (data=shp_sample_bins, x=oecd_inc_mon, y=lifesat) 

## Call: binsreg
## 
## Binscatter Plot
## Bin/Degree selection method (binsmethod)  =  IMSE direct plug-in (select # of bins)
## Placement (binspos)                       =  Quantile-spaced
## Derivative (deriv)                        =  0
## 
## Group (by)                         =  Full Sample
## Sample size (n)                    =  9017
## # of distinct values (Ndist)       =  5841
## # of clusters (Nclust)             =  NA
## dots, degree (p)                   =  0
## dots, smoothness (s)               =  0
## # of bins (nbins)                  =  27

Eine weitere Schwäche des binsreg- Befehl sind die beschränkten Möglichkeiten zur graphischen Aufbereitung und Annotation. So gibt es z.B. keine Möglichkeit, Titel etc. hinzuzufügen. Dazu muss relativ aufwendig zunächst ein ggplot-Objekt auf Basis des binsreg-Objektes Kreiert werden:

# Convert variables to numeric
shp_sample_bins$oecd_num <- as.numeric(as.character(shp_sample_bins$oecd_inc_mon))
shp_sample_bins$lifesat_num <- as.numeric(as.character(shp_sample_bins$lifesat))

# Run the binned scatterplot regression analysis and store the output
binsreg_output <- binsreg(data = shp_sample_bins, x = oecd_num, y = lifesat_num)
# Create the ggplot object from the binsreg output
bins_plot <- ggplot(data = ggplot_build(binsreg_output$bins_plot)$data[[1]], aes(x = x, y = y)) +
  geom_point(size=3) +
  ggtitle ("Binned Scatterplot: Lebenszufriedenheit nach Einkommensgruppen") +
  ylim(7.5, 8.5) +
    labs(y = "Mittlere Lebenszufriedenheit",
         x = "Haushaltsnetto (Gruppiert)",
         caption = "Quelle: SHP v.19, n = 9.025")
bins_plot

Fazit: Die Abbildungen vermögen alle nicht 100%ig zu überzeugen, was insbesondere den vielen Datenpunkten bzw. der grossen Stichprobe geschuldet ist. Jitterplot, Heatmap und Binmap funktionieren einigermassen und wären in diesem Fall veröffentlichungswürdig. Alternativ hätten wir mit einer einfachen tabellarischen Darstellung des bivariaten Zusammenhangs arbeiten können, in der wir den Mittelwert der Lebenszufriedenheit zwischen verschiedenen Einkommensklassen vergleichen (siehe Code in Abschnitt 4 weiter unten).

Deutlich wird, dass (a) der Zusammenhang zwischen dem Einkommen und der Lebenszufriedenheit positiv ist und (b) dies insbesondere in der unteren Hälfte der Einkommensskala gilt. Diese Erkenntnis tragen wir mit in den nächsten Abschnitt, der Linearitätsdiagnose. Vorab aber noch ein kurzer Exkurs zur bivariaten Illustration kategorialer unabhängiger Variablen.

3.2 Kategoriale UV

Ist das zentrale unabhängige Merkmal nicht metrisch, sondern kategorial, ist der Boxplot (oder sein engster Verwandter, der Violinplot) das standardmässige bivariate Visualisierungsinstrument. Angenommen, unsere Hypothese würde sich nicht auf die zufriedenheitsstiftende Wirkung des Einkommens, sondern der Wohnsituation beziehen, wäre dies also der naheliegende Visualisierungsansatz:

shp_sample_box<-filter(shp_sample, !is.na(zustand))
ggplot(shp_sample_box, aes(x=zustand, y=lifesat)) + 
    scale_y_continuous(breaks = seq(0,10,1)) +
  geom_boxplot(orientation = "zustand", outlier.alpha = 0.05, outlier.size = 5)+
  labs(x = "Zustand der Wohnung", 
       y = "Lebenszufriedenheit",
       title = "Wohnungsqualität und Lebenszufriedenheit in der Schweiz",
       caption = "Quelle: SHP v.19, n = 9.025 \nKodierung: 0-überhaupt nicht zufrieden; 10-ganz und gar zufrieden") + 
  theme_classic()

… hier aber, aufgrund der starken Konzentration der AV, auch nicht besonders überzeugend. Alternativ böte sich auch hier eine Illustration über Punktwolken an, die, umgesetzt als Jitterplot, tatsächlich etwas besser funktioniert:

shp_sample_box<-filter(shp_sample, !is.na(zustand))
gg_box<-ggplot(shp_sample_box, aes(x=zustand, y=lifesat)) + 
    scale_y_continuous(breaks = seq(0,10,1)) +
     scale_x_discrete(labels=c("in bad condition" = "Schlecht" ,"in good condition but not recently renovated" = "Gut, aber unrenoviert",
                              "new or recently renovated" = "Gut, renoviert oder neu"))+
    labs(x = "Zustand der Wohnung", 
       y = "Lebenszufriedenheit",
       title = "Wohnungsqualität und Lebenszufriedenheit in der Schweiz",
       caption = "Quelle: SHP v.19, n = 9.025 \nKodierung: 0-überhaupt nicht zufrieden; 10-ganz und gar zufrieden") + 
  theme_classic()+
  geom_jitter(alpha=0.1)
gg_box

Diese Darstellungsform (Jitterplot mit kategorialer UV) wird oft auch Stripplot genannt. Dass sie gelegentlich auch bei grossen Datensätzen zu sinnvollen Visualisierungen führen kann, bezeugt folgendes Beispiel: Hier wird zu Demonstrationszwecken der bivariate Zusammenhang zwischen dem Geschlecht und dem BMI dargestellt. Die Funktionalitäten von Jitter- und Boxplot werden dabei kombiniert, ausserdem der Bildausschnitt über coord_cartesian konzentriert und beide geom-Funktionen so spezifiziert, dass eine gute Darstellung herauskommt:

shp_sample_box2<-filter(shp_base2, !is.na(geschlecht))
shp_sample_box2$geschlecht<-as_factor(shp_sample_box2$geschlecht)
gg_box2 <- ggplot(shp_sample_box2, aes(x = geschlecht, y = bmi, fill = geschlecht)) + 
  scale_y_continuous(breaks = seq(10, 40, 5)) +
  coord_cartesian(ylim = c(13, 45)) +
  labs(x = "Geschlecht", 
       y = "BMI",
       title = "Mittelwertvergleich: Geschlecht und BMI",
       caption = "Quelle: SHP v.19, n = 9.025") + 
  theme_classic() +
  geom_boxplot(outlier.shape = NA) +
  geom_jitter(alpha = 0.08, position = position_jitter(0.33)) +
  guides(fill = FALSE) +
  scale_x_discrete(labels = c("Männer", "Frauen"))

  
gg_box2

In Fällen, in denen keine der vorgeschlagenen Visualisierungen eine inhaltlich aussagekräftige Darstellung erzeugt, kann die obligatorische bivariate Statistik auch einfach über einen tabellarisch aufbereiteten Mittelwertvergleich erfolgen:

shp_sample_gr<-group_by(shp_base2, geschlecht)
summarise_at(shp_sample_gr, vars(bmi), list(bmi=mean), na.rm=T)
## # A tibble: 2 × 2
##   geschlecht   bmi
##   <dbl+lbl>  <dbl>
## 1 1 [Male]    25.6
## 2 2 [Female]  24.0

 

3.3 Weiterverarbeitung von Grafiken

Der einfachste Weg, die R-Grafik in Euren Report zu bekommen, ist die Export-Funktion unter Plots rechts unten in der Konsole: Klicke zunächst auf Export direkt über dem Plot, wähle dann Format und Speicherort. Zur Weiterverarbeitung in Word oder PowerPoint speichert ihr den Plot am besten als Image. Etwas eleganter ist der Code-integrierte Export; hier könnt ihr das erstellte Image jederzeit frisch und ohne viel Aufwand mit den einmal gewählten Einstellungen reproduzieren:

jpeg("scatterbox.jpeg", width=620, height=480, quality=100)
gg_box2
dev.off()

 

4 Linearitätsdiagnose

Die Linearität bzw. die Form des Zusammenhangs sollte vor jeder Regressionsanalyse mit metrischer unabhängiger Variable theoretisch begründet und empirisch abgestützt werden. Obgleich nicht jede Linearitätsabweichung direkt zu einer Variablentransformation führen muss, können so die Analyseergebnisse später besser eingeordnet werden. Wie meistens bei Einkommensdeterminanten können wir hier eine Sättigung des Effektes bei hohen Werten theoretisch gut begründen. Die Diagramme oben, insbesondere der Binsplot, stützen solche Vermutungen. Sowohl die Multigruppenanalyse als auch der klassenspezifische Mittelwertvergleich können zur explorativ-empirischen Fundierung dieser Vermutung eingesetzt werden.

Die Multigruppenanalyse vergleicht die Steigungskoeffizienten zwischen verschiedenen Abschnitten der UV:

shp_sample_g1<-filter(shp_sample, oecd_inc_mon<4300)
shp_sample_g2<-filter(shp_sample, oecd_inc_mon>=4300)
lm(lifesat~oecd_inc_mon, shp_sample_g1)
## 
## Call:
## lm(formula = lifesat ~ oecd_inc_mon, data = shp_sample_g1)
## 
## Coefficients:
##  (Intercept)  oecd_inc_mon  
##     7.546681      0.000137
lm(lifesat~oecd_inc_mon, shp_sample_g2)
## 
## Call:
## lm(formula = lifesat ~ oecd_inc_mon, data = shp_sample_g2)
## 
## Coefficients:
##  (Intercept)  oecd_inc_mon  
##    8.0729605     0.0000216

Die getrennt nach Einkommensbereich durchgeführten Zusammenhangsanalysen zeigen einen deutlich abflachenden Einkommenseffekt: Einkommenszuwächse führen in der unteren Hälfte der Einkommensverteilung zu einer deutlich stärkeren Zunahme der Lebenszufriedenheit als in der oberen. Dies wird auch deutlich, wenn wir ein alternatives Instrument der Linearitätsdiagnose einsetzen, den kategorien- bzw. klassenspezifischen Mittelwertvergleich. Hierzu klassieren wir zunächst die Einkommensvariable in Intervalle mit konstanter Breite:

shp_sample$incgroup<-cut(shp_sample$oecd_inc_mon, breaks=c(0, 2500, 5000, 7500, 10000, 12500, Inf), labels=c("0/2.5k","2.5/5k","5/7.5k","7.5/10k","10/12.5k", "12.5k+"), include.lowest=TRUE)

Anschliessend lassen wir die klassenspezifischen Mittelwerte der abhängigen Variable berechnen:

shp_sample_gr<-group_by(shp_sample, incgroup)
summarise_at(shp_sample_gr, vars(lifesat), list(Lifesat=mean), na.rm=T)
## # A tibble: 7 × 2
##   incgroup Lifesat
##   <fct>      <dbl>
## 1 0/2.5k      7.79
## 2 2.5/5k      8.05
## 3 5/7.5k      8.23
## 4 7.5/10k     8.24
## 5 10/12.5k    8.38
## 6 12.5k+      8.48
## 7 <NA>        7.62

Auch anhand des Mittelwertvergleichs der Lebenszufriedenheit zwischen den Einkommensklassen erkennen wir einen deutlich abflachenden Einfluss: Der mit einem Einkommensgruppensprung verbundene Gewinn an Lebenszufriedenheit ist im unteren Bereich der Einkommensgruppenverteilung grösser als im oberen (die Logik des so durchgeführten klassenspezifischen Mittelwertsvergleichs ist übrigens dieselbe, die auch der oben eingeführten Binsplot realisiert). Unsere Vorüberlegung zur nicht-linearen Zusammenhangsform wird also empirisch gestützt: Es erscheint theoretisch geboten und empirisch folgerichtig, die unabhängigen Variable in der Analyse zu logarithmieren. Diese Transformation führt zur Begradigung des Zusammenhangs, greift also den gedrosselten Einkommenseffekt auf (und erhält gleichzeitig die, wenn nun auch veränderte, Interpretationsfähigkeit des Koeffizienten).

Empfehlung zur Einbindung der Linearitätsdiagnose: Biete die theoretisch gestützte Begründung zur Zusammenhangsform (linear vs. logarithmisch vs. quadratisch) im Rahmen des Methodenteils der Arbeit an; Verweise dabei auf die empirische Absicherung bzw. Multigruppenanalyse oder klassenspezifische Analyse, die du im Anhang der Arbeit dokumentierst. Achtung: Problematisierungen der Zusammenhangsform und korrigierende Re-Linearisierungen sind nur relevant bei einer metrischen Spezifikation der UV, wenn also ein alle Ausprägungen übergreifender Zusammenhang per Regressionsgerade die gesamte Skala der UV überspannt. Wenn aber die unabhängige Variable nicht metrisch ist (oder zwar metrisch ist, aber über klassierte Kategorien gemessen und integriert wird), werden automatisch ganz unterschiedliche Zusammenhangsmuster zugelassen und in der Analyse abgebildet. Die Problematisierung der Zusammenhangsform ist dann hinfällig, bzw.: Nicht-Linearität wird dann implizit durch die Klassierung aufgegriffen und abgebildet.

 

5 Multivariate Regressionsschätzung

5.1 Fallzahlharmonisierung

Bevor wir die multivariate regressionsbasierte Analysereihe etablieren, schränken wir die Stichprobe auf Merkmalsträger mit gültigen Messungen in allen an der Analyse beteiligten Variablen ein, um einer Konvention folgend die Fallzahl über die Modellreihe konstant zu halten.

Achtung: Diesen Schritt bitte erst dann durchführen, wenn alle nicht modellierten Variablen aus dem Datensatz entfernt sind (siehe Abschnitt 2) und Ihr Euch zudem vergewissert habt, dass keine unnötigen “Stichprobenfresser” im Modell sind. Ausserdem darf sich die Einschränkung der Fälle auf komplette Messreihen ausschliesslich auf die multivariate Analyse beziehen. Sowohl in der Stichprobenstatistik als auch den bivariaten Analysen sollte mit der vollständigen Stichprobe bzw. allen zur Verfügung stehenden Fällen gearbeitet werden

shp_model<-drop_na(shp_sample)

5.2 Bivariates- und Nettomodell

Los geht’s mit der regressionsbasierten Analyse des einfachen bivariaten Zusammenhangs, quasi als Brücke von der deskriptiven, bivariaten Darstellung in die Modellreihe. Die oben begründete Logarithmierung der UV kann bei Verwendung des für Regressionsanalysen einschlägigen lm-Kommandos praktischerweise direkt im Rahmen des Befehls erfolgen:

bivariat<-lm(lifesat~log(oecd_inc_mon), shp_model)
summary (bivariat)
## 
## Call:
## lm(formula = lifesat ~ log(oecd_inc_mon), data = shp_model)
## 
## Residuals:
##     Min      1Q  Median      3Q     Max 
## -8.2704 -0.3766 -0.0493  0.8788  3.6896 
## 
## Coefficients:
##                   Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)        5.54798    0.21936   25.29   <2e-16 ***
## log(oecd_inc_mon)  0.30454    0.02631   11.57   <2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 1.311 on 8985 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.01469,    Adjusted R-squared:  0.01458 
## F-statistic: 133.9 on 1 and 8985 DF,  p-value: < 2.2e-16

Ad-hoc Interpretation: Mit jedem Prozent Einkommenszuwachs steigt die Lebenszufriedenheit im Mittel um 0,003 Skalenpunkte. Um also etwa einen drittel Skalenpunkt der Lebenszufriedenheit zuzulegen, muss dein Einkommen 100 mal um 1% (Achtung: Das sind nicht 100%, sondern etwa 170% - Stichwort: Zinseszins), erhöht werden…

Das zentrales Analysemodell, welches die Effektinterpretation anvisiert und somit zur Hypothesenprüfung eingesetzt wird, ist üblicherweise das Nettomodell (manchmal auch bereinigtes Modell, Modell 2 oder, etwas euphemistisch, Kausalmodell genannt), welches den Effekt der als Störmerkmale identifizierten Variablen durch deren Integration abkoppelt. Die Spezifikationsstrategie des Nettomodells sollte im Methodenabschnitt erläutert und begründet werden (z.B. über eine Gleichung oder Pfaddiagram (DAG)). In unserer Beispielanalyse spezifizieren wir folgende Drittvariablen als Störmerkmale:

  • Bildung: über die “Bildungsjahre” als metrische Variable
  • Alter: viele abhängige Merkmale spannen über dem Alter einen U- oder umgekehrt U-förmigen Verlauf auf. Wir überprüfen das nicht weiter (da es sich beim Alter lediglich um eine Kontrollvariable handelt) sondern nehmen einfach eine entsprechende quadratische Transformation der Altersvariablen vor
  • Geschlecht: die binäre Geschlechtervariable spezifizieren wir als Dummy- bzw. Faktor-Variable (macht R automatisch, wenn die Variable entsprechend angelegt ist), deren Koeffizient als Unterschied in der Lebenszufriedenheit zwischen Männern und Frauen gedeutet werden kann
  • Erwerbsstatus: Der Erwerbstatus ist als kategoriale Variable mit 3 Ausprägungen gemessen, wir spezifizieren sie folglich ebenfalls (automatisch) als Faktor-Variable. Bei mehr als zwei Ausprägungen wird dabei im Rahmen des lm-Kommandos automatisch ein Set von Dummy-Variablen in die Analyse integriert, deren Koeffizienten sich jeweils als durchschnittliche Differenz in der Lebenszufriedenheit zur Referenzkategorie interpretieren lassen. Referenzkategorie ist per Default diejenige mit der niedrigsten Codierung (hier: Full-time)
options(scipen=1, digits=4)
netto<-lm(lifesat~log(oecd_inc_mon)+educyears+poly(alter, 2, raw=TRUE)+geschlecht+erwerb, shp_model)
summary (netto)
## 
## Call:
## lm(formula = lifesat ~ log(oecd_inc_mon) + educyears + poly(alter, 
##     2, raw = TRUE) + geschlecht + erwerb, data = shp_model)
## 
## Residuals:
##    Min     1Q Median     3Q    Max 
## -8.245 -0.565 -0.008  0.893  3.874 
## 
## Coefficients:
##                               Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)                  5.8449658  0.2443324   23.92  < 2e-16 ***
## log(oecd_inc_mon)            0.3162838  0.0279106   11.33  < 2e-16 ***
## educyears                    0.0046517  0.0048315    0.96  0.33568    
## poly(alter, 2, raw = TRUE)1 -0.0310127  0.0044769   -6.93  4.6e-12 ***
## poly(alter, 2, raw = TRUE)2  0.0003851  0.0000451    8.54  < 2e-16 ***
## geschlechtFemale             0.0669628  0.0297548    2.25  0.02444 *  
## erwerbPart Time              0.0119753  0.0372618    0.32  0.74793    
## erwerbNot Working           -0.1511038  0.0428878   -3.52  0.00043 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 1.3 on 8979 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.0305, Adjusted R-squared:  0.0297 
## F-statistic: 40.4 on 7 and 8979 DF,  p-value: <2e-16

Hinweis: Der erste Befehl im Chunk oben sorgt dafür, dass (die meisten) Zahlenwerte im Output im Dezimalsystem dargestellt werden und so besser lesbar sind.

Ad-hoc Interpretation: Der bereinigte Koeffizient hat sich kaum gegenüber der bivariaten Regressionsschätzung verändert: auch unter Konstanthaltung potentieller Störmerkmale bräuchte es etwa 30 Einkommenssprünge à 1 Prozent, um einen zehntel Skalenpunkt Lebenszufriedenheit zu gewinnen. Inhaltlich betrachtet ist dies zumindest kein grosser Effekt, aus statistischer Perspektive ist der Koeffizient jedoch hochsignifikant. Formal-statistisch kann die Nullhypothese also abgelehnt werden.

5.3 Moderationsmodell

Falls Erklärungsmodell und Hypothese eine Wechselwirkung benennen, spezifizieren wir zusätzlich ein Moderationsmodell. Hier, in unserer Beispielanalyse, integrieren wir einen Interaktionsterm Einkommen * Geschlecht - setzen also voraus, dass im theoretischen Abschnitt nicht nur für einen Einkommenseffekt argumentiert wurde, sondern auch für dessen geschlechtsspezifisch Ausbildung.

moderation<-lm(lifesat~log(oecd_inc_mon)*geschlecht+educyears+poly(alter, 2, raw=TRUE)+erwerb, shp_model)
summary (moderation, digits=max(3))
## 
## Call:
## lm(formula = lifesat ~ log(oecd_inc_mon) * geschlecht + educyears + 
##     poly(alter, 2, raw = TRUE) + erwerb, data = shp_model)
## 
## Residuals:
##    Min     1Q Median     3Q    Max 
## -8.257 -0.560 -0.009  0.895  4.007 
## 
## Coefficients:
##                                      Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)                         5.6551093  0.3444958   16.42  < 2e-16 ***
## log(oecd_inc_mon)                   0.3390815  0.0403659    8.40  < 2e-16 ***
## geschlechtFemale                    0.4108033  0.4408214    0.93  0.35141    
## educyears                           0.0044862  0.0048362    0.93  0.35363    
## poly(alter, 2, raw = TRUE)1        -0.0309278  0.0044783   -6.91  5.3e-12 ***
## poly(alter, 2, raw = TRUE)2         0.0003840  0.0000451    8.51  < 2e-16 ***
## erwerbPart Time                     0.0125619  0.0372702    0.34  0.73609    
## erwerbNot Working                  -0.1506121  0.0428934   -3.51  0.00045 ***
## log(oecd_inc_mon):geschlechtFemale -0.0413166  0.0528492   -0.78  0.43436    
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 1.3 on 8978 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.0306, Adjusted R-squared:  0.0297 
## F-statistic: 35.4 on 8 and 8978 DF,  p-value: <2e-16

Der Koeffizient des Produktterms misst hier den Einfluss des Moderators auf den Effekt der unabhängigen Variable. Ad-hoc Interpretation: Für Frauen fällt der Anstieg der Lebenszufriedenheit mit einer einprozentigen Erhöhung des Einkommens im Schnitt um 0.0004 Skalenpunkte niedriger aus als für Männer - ist aber immer noch deutlich im positiven Bereich, der Unterschied im Einkommenseffekt zwischen Frauen und Männern zudem nicht signifikant.

Achtung: Wie fast immer bei Spezifikation eines Interaktionsterms mit metrischer unabhängiger Variable kann der Koeffizient des Haupteffektes der Moderatorvariable - hier: Geschlecht - nicht sinnvoll interpretiert werden, da dieser sich, wie sich leicht algebraisch zeigen liesse, nun ausschliesslich auf den Nullpunkt der moderierten Variable - also nulljährige Personen - bezieht.

5.4 Mediationsmodell

Falls Pfade aus dem Erklärungsmodell über Drittvariablen abgebildet werden können, integrieren wir bei vorhandenem Erkenntnisinteresse entsprechende Mediatoren in zusätzlichen Analysen. Damit können wir die indirekten, über die entsprechenden Drittvariablen vermittelten Effekt vom Koeffizienten der UV abspalten und schliesslich die Veränderung zum Netto-Koeffizienten als Indiz für den Mediationsmechanismus - und somit empirische Stütze für die angebotene theoretische Erklärung - werten. Für diese Beispielanalyse nehmen wir an, dass die Wohnqualität als relevanter Effektkanal im Erklärungsmodell eingeführt wurde.

mediation1<-lm(lifesat~log(oecd_inc_mon)+educyears+poly(alter, 2, raw=TRUE)+geschlecht+erwerb+zustand, shp_model)
summary (mediation1)
## 
## Call:
## lm(formula = lifesat ~ log(oecd_inc_mon) + educyears + poly(alter, 
##     2, raw = TRUE) + geschlecht + erwerb + zustand, data = shp_model)
## 
## Residuals:
##    Min     1Q Median     3Q    Max 
## -8.253 -0.530 -0.008  0.885  3.773 
## 
## Coefficients:
##                                                      Estimate Std. Error
## (Intercept)                                          5.366769   0.255719
## log(oecd_inc_mon)                                    0.296017   0.027940
## educyears                                            0.004998   0.004818
## poly(alter, 2, raw = TRUE)1                         -0.030559   0.004463
## poly(alter, 2, raw = TRUE)2                          0.000382   0.000045
## geschlechtFemale                                     0.066084   0.029666
## erwerbPart Time                                      0.015276   0.037159
## erwerbNot Working                                   -0.152233   0.042755
## zustandin good condition but not recently renovated  0.615853   0.094482
## zustandnew or recently renovated                     0.754276   0.098539
##                                                     t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)                                           20.99  < 2e-16 ***
## log(oecd_inc_mon)                                     10.59  < 2e-16 ***
## educyears                                              1.04  0.29964    
## poly(alter, 2, raw = TRUE)1                           -6.85  8.0e-12 ***
## poly(alter, 2, raw = TRUE)2                            8.49  < 2e-16 ***
## geschlechtFemale                                       2.23  0.02593 *  
## erwerbPart Time                                        0.41  0.68100    
## erwerbNot Working                                     -3.56  0.00037 ***
## zustandin good condition but not recently renovated    6.52  7.5e-11 ***
## zustandnew or recently renovated                       7.65  2.1e-14 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 1.3 on 8977 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.0371, Adjusted R-squared:  0.0361 
## F-statistic: 38.4 on 9 and 8977 DF,  p-value: <2e-16

Ad-hoc Interpretation: Der minimale Unterschied im Koeffizienten zwischen Netto- und Mediationsmodell indiziert eine minimale Mediation des Einkommenseffektes über die Wohnsituation. Der Grossteil des Einkommenseffektes wird aber offenbar nicht über die Wohnungsqualität, sondern andere, nicht empirisch spezifizierte Kanäle vermittelt.

 

6 Tabellarische Darstellung der Regressionsmodelle

Die Regressionstabelle ist obligatorisches Element eines jeden Forschungsbeitrags mit regressionsbasierter Analyse. Insbesondere das Package stargazer erleichtert die Formatierung; ganz ohne manuelles Nachhelfen geht es allerdings nicht.

stargazer(bivariat, netto, moderation, mediation1, type="text", 
          title="Lineare Regression: Determinanten der Lebenszufriedenheit",
          notes=c("in Klammern: Standardfehler", 
                  "SHP v19, n=8.987. Eigene Berechnungen"),
          dep.var.labels="",  dep.var.caption = "", 
          column.labels =c("Bivariat", "Netto", "Moderation", "Mediation" ),
          order = c(1, 5),  
          single.row = F,
          digits=3,
          keep.stat=c("n", "rsq"),
          digits.extra=5,
          out="regtab2.htm")
## 
## Lineare Regression: Determinanten der Lebenszufriedenheit
## ============================================================================================
##                                                                                             
##                                                     Bivariat    Netto   Moderation Mediation
##                                                        (1)       (2)       (3)        (4)   
## --------------------------------------------------------------------------------------------
## log(oecd_inc_mon)                                   0.305***  0.316***   0.339***  0.296*** 
##                                                      (0.026)   (0.028)   (0.040)    (0.028) 
##                                                                                             
## geschlechtFemale                                               0.067**    0.411     0.066** 
##                                                                (0.030)   (0.441)    (0.030) 
##                                                                                             
## educyears                                                       0.005     0.004      0.005  
##                                                                (0.005)   (0.005)    (0.005) 
##                                                                                             
## poly(alter, 2, raw = TRUE)1                                   -0.031*** -0.031***  -0.031***
##                                                                (0.004)   (0.004)    (0.004) 
##                                                                                             
## poly(alter, 2, raw = TRUE)2                                   0.0004*** 0.0004***  0.0004***
##                                                               (0.00005) (0.00005)  (0.00004)
##                                                                                             
## erwerbPart Time                                                 0.012     0.013      0.015  
##                                                                (0.037)   (0.037)    (0.037) 
##                                                                                             
## erwerbNot Working                                             -0.151*** -0.151***  -0.152***
##                                                                (0.043)   (0.043)    (0.043) 
##                                                                                             
## log(oecd_inc_mon):geschlechtFemale                                        -0.041            
##                                                                          (0.053)            
##                                                                                             
## zustandin good condition but not recently renovated                                0.616*** 
##                                                                                     (0.094) 
##                                                                                             
## zustandnew or recently renovated                                                   0.754*** 
##                                                                                     (0.099) 
##                                                                                             
## Constant                                            5.548***  5.845***   5.655***  5.367*** 
##                                                      (0.219)   (0.244)   (0.344)    (0.256) 
##                                                                                             
## --------------------------------------------------------------------------------------------
## Observations                                          8,987     8,987     8,987      8,987  
## R2                                                    0.015     0.031     0.031      0.037  
## ============================================================================================
## Note:                                                            *p<0.1; **p<0.05; ***p<0.01
##                                                                  in Klammern: Standardfehler
##                                                        SHP v19, n=8.987. Eigene Berechnungen

Achtung: Vorsicht mit der Befehlsoption covariate labels(). Hiermit lassen sich zwar gut les- und identifizierbare Variablenlabel für den Tabellenoutput vergeben, allerdings muss die Labelliste in der Klammer exakt die Variablenreihenfolge aus dem Regressionsbefehl einhalten. Andernfalls passt die Variablen- bzw. Koeffizientenzuordnung in der Tabelle nicht mehr. Wir empfehlen daher grundsätzlich die Neubeschriftung der Variablen im Rahmen der manuellen Nachbearbeitung statt der automatischen Beschriftung im Befehl. Solltet ihr dennoch mit covariate_labels() arbeiten wollen, vergewissert euch immer, dass die final ausgewiesenen Koeffizienten denen der Rohoutputs entsprechen. In dieser Anwendung lautete der Befehlszusatz:

... covariate.labels=c("Einkommen(ln)", "Weiblich", "Bildungsjahre", "Alter", "Altersq", "Teilzeit", "Nichterwerbstätig", "WeiblichEinkommen", "Akzeptabel", "Exzellent", "Konstante"),

stargazer kennt unterschiedliche Ausgabeformate (.txt, .htm,…) die über die Output-Option gesteuert werden können. Unterschiedliche Workflows zum Tabellentransfer sind hier denkbar und unsere Variante ist wahrscheinlich nicht der Goldstandard, aber funktioniert: Ich lasse ein html-Dokument ausgeben, öffne dieses im Browser, kopiere es nach Word und übernehme dort die Finalisierung. Etwa 15 Minuten Arbeitsaufwand hat die Formatierung des Originaloutputs nach diesem Muster zur Produktion folgender Tabelle gekostet:


Hinweis zu Nachkommastellen: Hier gibt es keine klaren Standards, wir geben Euch aber folgende Tipps:

 

7 Ausreisserdiagnostik

Der Test deiner Analyseergebnisse auf Robustheit gegenüber Ausreissern ist ein Element der klassischen Regressionsdiagnostik, welches wir für hinreichend relevant halten, um eine Integration in Eure Abschlussarbeit zu empfehlen. Die Ausarbeitung sollte allerdings nicht im Hauptteil, sondern im Anhang der Arbeit dokumentiert werden. Im Hauptteil reicht in der Regel ein kurzer Verweis auf die Robustheit der Ergebnisse gegenüber Ausreisserausschluss; bei fehlender Robustheit sollte dieser Befund dann zusätzlich als Limitation in der Diskussion kritisch diskutiert und eingeordnet werden.

Die Ausreisserbestimmung beruht auf Berechnung des standardisierten Einfluss einzelner Messungen auf den Regressionskoeffizienten, genannt DFbetas. Zunächst legen wir den Grenzwert fest, ab dem wir eine Messung als “einflussreich” bezeichnen wollen. Wir orientieren uns an dem von Belsley et al. (1980) vorgeschlagene schwellenwert (2/Wurzel(n), hier |0,021|). Anschliessend ermitteln wir, ob es nach dieser Definition einflussreiche Fälle auf den Einkommenskoeffizienten gibt.

summary(dfbetas(netto))
##   (Intercept)      log(oecd_inc_mon)   educyears       
##  Min.   :-0.2115   Min.   :-0.3768   Min.   :-0.16724  
##  1st Qu.:-0.0029   1st Qu.:-0.0025   1st Qu.:-0.00322  
##  Median : 0.0001   Median :-0.0001   Median :-0.00001  
##  Mean   : 0.0000   Mean   : 0.0000   Mean   : 0.00000  
##  3rd Qu.: 0.0025   3rd Qu.: 0.0028   3rd Qu.: 0.00298  
##  Max.   : 0.3547   Max.   : 0.2792   Max.   : 0.11351  
##  poly(alter, 2, raw = TRUE)1 poly(alter, 2, raw = TRUE)2 geschlechtFemale  
##  Min.   :-0.10584            Min.   :-0.13502            Min.   :-0.09100  
##  1st Qu.:-0.00277            1st Qu.:-0.00318            1st Qu.:-0.00461  
##  Median : 0.00004            Median :-0.00004            Median :-0.00011  
##  Mean   : 0.00000            Mean   : 0.00000            Mean   : 0.00000  
##  3rd Qu.: 0.00338            3rd Qu.: 0.00271            3rd Qu.: 0.00485  
##  Max.   : 0.12099            Max.   : 0.10988            Max.   : 0.10285  
##  erwerbPart Time    erwerbNot Working 
##  Min.   :-0.11980   Min.   :-0.12971  
##  1st Qu.:-0.00377   1st Qu.:-0.00271  
##  Median : 0.00005   Median : 0.00005  
##  Mean   : 0.00000   Mean   : 0.00000  
##  3rd Qu.: 0.00342   3rd Qu.: 0.00305  
##  Max.   : 0.08658   Max.   : 0.08256

Die Übersichtsstatistik zu den Einflusswerten zeigt, dass es Personen gibt, deren Einfluss auf den Regressionskoeffizienten deutlich oberhalb des Grenzwertes liegt. Wir schliessen diese Personen nun für den Robustheitstest aus der Analyse aus, um zu prüfen, ob das Regressionsergebnis durch diese einflussreichen Fälle unverhältnismässig stark geprägt wird.

dfbetas_matrix <- data.frame(betas=dfbetas(netto))
shp_model_betas <- cbind(shp_model, dfbetas_matrix)
shp_model_oA <- filter(shp_model_betas, betas.log.oecd_inc_mon.<0.021 & betas.log.oecd_inc_mon.>-0.021 )
netto2<-lm(lifesat~log(oecd_inc_mon)+educyears+poly(alter, 2, raw=TRUE)+geschlecht+erwerb, shp_model_oA)
stargazer (netto, netto2, type="text", column.labels =c("Originalnetto", "ohne Ausreisser"))
## 
## =============================================================================
##                                            Dependent variable:               
##                             -------------------------------------------------
##                                                  lifesat                     
##                                  Originalnetto           ohne Ausreisser     
##                                       (1)                      (2)           
## -----------------------------------------------------------------------------
## log(oecd_inc_mon)                   0.316***                 0.284***        
##                                     (0.028)                  (0.029)         
##                                                                              
## educyears                            0.005                    0.004          
##                                     (0.005)                  (0.004)         
##                                                                              
## poly(alter, 2, raw = TRUE)1        -0.031***                -0.025***        
##                                     (0.004)                  (0.004)         
##                                                                              
## poly(alter, 2, raw = TRUE)2        0.0004***                0.0003***        
##                                    (0.00005)                (0.00004)        
##                                                                              
## geschlechtFemale                    0.067**                   0.039          
##                                     (0.030)                  (0.027)         
##                                                                              
## erwerbPart Time                      0.012                    0.030          
##                                     (0.037)                  (0.033)         
##                                                                              
## erwerbNot Working                  -0.151***                 -0.069*         
##                                     (0.043)                  (0.039)         
##                                                                              
## Constant                            5.845***                 6.024***        
##                                     (0.244)                  (0.249)         
##                                                                              
## -----------------------------------------------------------------------------
## Observations                         8,987                    8,505          
## R2                                   0.031                    0.030          
## Adjusted R2                          0.030                    0.029          
## Residual Std. Error            1.301 (df = 8979)        1.138 (df = 8497)    
## F Statistic                 40.360*** (df = 7; 8979) 37.780*** (df = 7; 8497)
## =============================================================================
## Note:                                             *p<0.1; **p<0.05; ***p<0.01

Der zentrale, hypothesenbelastende Koeffizient verändert sich nur minimal. Ergo: Das Originalergebnis ist robust gegenüber einem Ausreisserausschluss nach Belsley et al (1980). Dies sollte nun in einer Fussnote des Ergebnissabschnittes deiner Arbeit berichtet werden. Dass der Geschlechterkoeffizient auf den Ausschluss reagiert ist für uns übrigens nicht relevant, da weder der Hypothesentest noch das Ausschlusskriterium auf diesen Parameter abzielen.

 

8 Gewichtete Ergebnisse

Das Schweizer Haushaltspanel ist eine grundsätzlich repräsentativ ausgerichtete Studie. Allerdings weichen die rohen Merkmalsverteilungen in den Daten von der Repräsentativität ab; bestimmte Gruppen sind hier über- bzw. unterrepräsentiert. Der Grad an Über- bzw. Unterrepräsentation bestimmter Merkmalsträger wird in den Daten über die bereitgestellten Gewichtungsvariablen aufgegriffen. Werden diese Gewichtungsvariablen als Gewichtungsanweisung in die Analysekommandos integriert, wird der Einfluss einzelner Merkmalsträger auf die Analyseergebnisse entsprechend seines Repräsentationsfaktors modifiziert. Gewichtete Ergebnisse nicht-repräsentativer Daten bilden also Ergebnisse repräsentativer Daten nach - falls die Gewichte gut sind.

Zusammenhänge zwischen Variablen sind allerdings, anders als Anteilswerte, in der Regel robust gegenüber Abweichungen von der Repräsentativität. Da die in euren Abschlussarbeiten untersuchen Fragen in der Regel auf die Analyse von Zusammenhängen ausgerichtet ist, halten wir die Verwendung von Gewichten in euren Analyse daher nicht für essentiell. Wir stellen euch folglich frei, in Euren Analysen Gewichte zu verwenden oder im Appendix zusätzlich gewichtete Ergebnisse als Robustheitstest zu präsentieren (und in einer Fussnote kurz zu referenzieren). Auch in unserem Beispiel liegen die Ergebnisse einer zusätzlichen gewichteten Analyse sehr eng an den ungewichteten Ergebnissen:

shp_model_weight<-filter(shp_model, w11101_2017>0)
netto3<-lm(lifesat~log(oecd_inc_mon)+educyears+poly(alter, 2, raw=TRUE)+geschlecht+erwerb, shp_model_weight, weights=w11101_2017)
stargazer (netto, netto3, type="text", column.labels =c("Originalnetto", "Gewichtete Ergebnisse"))
## 
## =============================================================================
##                                            Dependent variable:               
##                             -------------------------------------------------
##                                                  lifesat                     
##                                  Originalnetto        Gewichtete Ergebnisse  
##                                       (1)                      (2)           
## -----------------------------------------------------------------------------
## log(oecd_inc_mon)                   0.316***                 0.308***        
##                                     (0.028)                  (0.030)         
##                                                                              
## educyears                            0.005                    0.005          
##                                     (0.005)                  (0.005)         
##                                                                              
## poly(alter, 2, raw = TRUE)1        -0.031***                -0.038***        
##                                     (0.004)                  (0.005)         
##                                                                              
## poly(alter, 2, raw = TRUE)2        0.0004***                0.0005***        
##                                    (0.00005)                (0.00005)        
##                                                                              
## geschlechtFemale                    0.067**                   0.048          
##                                     (0.030)                  (0.031)         
##                                                                              
## erwerbPart Time                      0.012                    0.003          
##                                     (0.037)                  (0.039)         
##                                                                              
## erwerbNot Working                  -0.151***                -0.298***        
##                                     (0.043)                  (0.044)         
##                                                                              
## Constant                            5.845***                 6.045***        
##                                     (0.244)                  (0.259)         
##                                                                              
## -----------------------------------------------------------------------------
## Observations                         8,987                    8,762          
## R2                                   0.031                    0.034          
## Adjusted R2                          0.030                    0.034          
## Residual Std. Error            1.301 (df = 8979)        36.940 (df = 8754)   
## F Statistic                 40.360*** (df = 7; 8979) 44.490*** (df = 7; 8754)
## =============================================================================
## Note:                                             *p<0.1; **p<0.05; ***p<0.01

 

9 Visualisierung der Regressionsergebnisse

9.1 Visualisierung Haupteffekt

Der Conditional Effect Plot bildet den Verlauf der bereinigten Regressionsfunktion (aus dem Nettomodell) ab - empfehlen wir für jeden Forschungsbeitrag mit regressionsbasierter Analyse. Auch hier gibt es unterschiedliche Workflows; Package unserer Wahl ist derzeit visreg, welches den in diesem Beispiel wichtigen Vorteil hat, dass es per Default die logarithmische Kurve über der linearen Skala (statt der linearen Gerade über der logarithmierten Skala) darstellt.

visreg hält bei der Darstellung der Vorhersagefunktion automatisch die Kovariaten in den Mittelwerten konstant (daher auch conditional effect plot), wodurch der bereinigte Effekt der “durchschnittlichen” Person abgebildet wird. Zudem kann bei Wahl von gg=TRUE die gewohnte ggplot-Funktionalität für die Formatierung der Abbildung verwendet werden:

vis1<-visreg(netto, "oecd_inc_mon", partial=F, rug=F, gg=T) 
vis1


Die Charakteristika des Zusammenhangs und somit die praktischen Implikationen des ermittelten Koeffizienten werden so sehr schön deutlich: Der Einfluss des Einkommens auf die Lebenszufriedenheit ist in niedrigen Einkommensbereichen zunächst sehr stark, flacht aber schon ab einem monatlichen Einkommen von etwa 2000 Franken deutlich erkennbar und zunehmend ab. Diesen Charakter der Regressionsfunktion verdeutlichen auch die auf Basis des Nettomodells vorhergesagten Werte für eine 35-jährige, vollzeiterwerbstätige Frau:

predict(netto, data.frame(oecd_inc_mon=2000, educyears=12, alter=35, geschlecht="Female", erwerb="Full Time")) 
##     1 
## 7.758
predict(netto, data.frame(oecd_inc_mon=4000, educyears=12, alter=35, geschlecht="Female", erwerb="Full Time")) 
##     1 
## 7.977
predict(netto, data.frame(oecd_inc_mon=6000, educyears=12, alter=35, geschlecht="Female", erwerb="Full Time")) 
##     1 
## 8.106

Steigt ihr Einkommen von 2000 auf 4000 CHF, nimmt die vorhergesagte Lebenszufriedenheit um fast einen viertel Skalenpunkt zu; ein (weiterer) Anstieg von 4000 auf 6000 CHF führt, unter Konstanthaltung der Kovariaten, dann nur noch zu einem Anstieg um etwa einen zehntel Skalenpunkt. Solche eine inhaltliche Interpretationsstrategie, die konditionale Vorhersagen auf Basis der Regressionsschätzung vergleichend einordnet, funktioniert häufig sehr gut im Rahmen von Forschungsberichten oder Präsentationen zur Darstellung der substanziellen Grösse des Koeffizienten bzw. des Effect-Size.

Als nächstes trimmen wir die durch visreg erstellte Grafik zur publikationsreife:

vis1+labs(title="Effekt des Einkommens auf die Lebenszufriedenheit",
       caption="Vorhergesagte Werte unter Konstanthaltung von Standarddemographie, Bildung und Erwerbstätigkeit (Modell 'Netto') \nSHP v19, n=8987")+
       ylab("Lebenszufriedenheit")+
  xlab("Monatliches Haushaltsnettoeinkommen")+
  coord_cartesian(xlim=c(1500, 20000))+
  scale_x_continuous(breaks=seq(2000,20000, 2000))

9.2 Visualisierung Interaktion

visreg eignet sich auch hervorragend zur Visualisierung von Regressionsanalysen mit Interaktionsterm:

vis2<-visreg(moderation, "oecd_inc_mon", by="geschlecht", partial=F, rug=F, gg=T, overlay=T, band=T) 
vis2+labs(title="Regressionsfunktion mit 95%-CI: Einkommen und Lebenszufriedenheit",
       caption="Vorhergesagefunktion (Modell 'Moderation') \nSHP v19, n=8987")+
       ylab("Lebenszufriedenheit")+
  xlab("Monatliches Haushaltsnettoeinkommen")+
  coord_cartesian(xlim=c(2500, 40000), ylim=c(7, 9) )+
  scale_x_continuous(breaks=seq(2500, 40000, 5000))+
  scale_color_manual(name = "Geschlecht", values = c("Male" = "blue", "Female" = "red"), labels = c("M", "F"))+
  guides(fill = FALSE) 
## Scale for colour is already present.
## Adding another scale for colour, which will replace the existing scale.

… deutlich wird der geschlechtsspezifisch unterschiedlich starke Einkommenseffekt, gleichzeitig aber auch die inhaltliche und statistische Insignifikanz dieser Unterschiede. Der Bildausschnitt wurde hier so gewählt, dass die Kreuzung der Vorhersagefunktionen einigermassen gut sichtbar wird. Die Modifikation der Legende ist herausfordernd und eine Schwäche des Packages, die hier integrierte Lösung mit scale_color_manual() sollte meistens funktionieren.

9.3 Visualisierung Mediation

Wenn Mediationsprozesse im Fokus des Interesses liegen, kann es hilfreich sein, Netto- und direkten Effekt in einer Abbildung zu kontrastieren - insbesondere, wenn, wie immer häufiger in den Top-Journals praktiziert, die Regressionstabelle in den Anhang abgeschoben wird. Allerdings bieten keine der hier eingeführten Packages diese Funktionalität per Default an. Wenn du eine entsprechende Form der graphischen Aufarbeitung anstrebst, musst du also zunächst manuell Matrizen vorhergesagter Werte generieren, die dann im zweiten Schritt graphisch aufbereitet werden können. Das folgende Beispiel führt diesen Prozess zur Identifikation der Mediationseigenschaften des Wohnungszustandes aus (und illustriert dessen geringe Mediationskraft).

library(ggeffects)
pred_netto <- ggpredict(netto, terms = "oecd_inc_mon [1:40000 by=100]")
pred_mediation <- ggpredict(mediation1, terms = "oecd_inc_mon [1:40000 by=100]", condition = c(zustand = "in good condition but not recently renovated"))
ggplot(pred_netto, aes(x, predicted))+
  geom_ribbon(alpha=0.1, aes(ymin=conf.low, ymax=conf.high))+
  geom_ribbon(data=pred_mediation, alpha=0.1, fill="deepskyblue", aes(ymin=conf.low, ymax=conf.high))+
  geom_line()+
  geom_line(data=pred_mediation, aes(x, predicted), color="deepskyblue")+
  labs(title="Regressionsfunktion mit 95%-CI: Einkommen und Lebenszufriedenheit",
       caption="Totaler Effekt (schwarz) und direkter/residualer Effekt (blau),  Modelle 'Netto' und 'Mediation') \nSHP v19, n=8987")+
       ylab("Lebenszufriedenheit")+
  xlab("Monatliches Haushaltsnettoeinkommen")+
    coord_cartesian(xlim=c(1500, 20000))+
  scale_x_continuous(breaks=seq(2500,20000, 2500))+
  theme_bw()

Die blaue Kurve visualisiert nun den residualen bzw. direkten Einkommenseffekt, der nicht über den Wohnungszustand vermittelt wird (= der Einkommenseffekt in einer Welt, in der alle Personen den gleichen guten Wohnungszustand haben).

9.4 Weitere Visualiserungsansätze

Kategoriale UV

vis3<-visreg(netto, "erwerb", partial=F, rug=F, gg=T) 
vis3+labs(title="Regressionsfunktion mit 95%-CI: Erwerbstätigkeit und Lebenszufriedenheit",
       caption="Vorhergesagte Werte unter Konstanthaltung von Standarddemographie, Bildung und Einkommen (Modell 'Netto') \nSHP v19, n=8987")+
       ylab("Lebenszufriedenheit")+
  xlab("Erwerbsstatus")

Ein Schwachpunkt von visreg() ist die fehlende Möglichkeit, Wertelabels im Rahmen des Befehls zu verändern. Dieses Problem ist hier schon aufgrund der englischen Wertelabel virulent. Die Anpassung der Wertelabel muss dementsprechend ausserhalb des Grafikbefehls und noch vor der objektdefinierenden Regressionsanalyse erfolgen:

shp_model$erwerb <- factor(shp_model$erwerb, labels = c("Full Time" = "Vollzeit", "Part Time" = "Teilzeit", "Not Working" = "Nicht Erwerbstätig"))
netto<-lm(lifesat~log(oecd_inc_mon)+educyears+poly(alter, 2, raw=TRUE)+geschlecht+erwerb, shp_model)

vis3b<-visreg(netto, "erwerb", partial=F, rug=F, gg=T) 
vis3b+labs(title="Regressionsfunktion mit 95%-CI: Erwerbstätigkeit und Lebenszufriedenheit",
       caption="Vorhergesagte Werte unter Konstanthaltung von Standarddemographie, Bildung und Einkommen (Modell 'Netto') \nSHP v19, n=8987")+
       ylab("Lebenszufriedenheit")+
  xlab("Erwerbsstatus")

Mehrere UVs (…oder mehrere AVs)

visB1<-visreg(netto, "educyears", partial=F, rug=F, gg=T) 
visB2<-visreg(netto, "alter", partial=F, rug=F, gg=T) 
visB3<-visreg(netto, "oecd_inc_mon", partial=F, rug=F, gg=T) 
library(ggpubr)
figure <- ggarrange(visB1, visB2, visB3,
                    labels = c("A", "B", "C"),
                    ncol = 3, nrow = 1)
annotate_figure(
  figure,
  top = "Determinanten der Lebenszufriedenheit (Modell 'Netto')",
  bottom = NULL,
  left = NULL,
  right = NULL,
  fig.lab = NULL,
)

Alternative Darstellung bei mehreren UVs/AVs: Coefficient Plot; https://druedin.com/tag/coefficient-plots/

 

10 Interpretation

Die tabellarische und grafische Aufbereitung stützt die Zugänglichkeit der Ergebnisse, ersetzt aber nicht die prosaische Interpretation. Es reicht dabei nicht aus, die statistische Signifikanz des Ergebnisses zu berichten und an die Hypothese rückzubinden: die inhaltliche Interpretation muss vielmehr den Koeffizienten bzw. seine Grösse einordnen und damit greifbar machen. Einige Anhaltspunkte findet ihr oben in den jeweiligen Erläuterungen und ad-hoc Interpretationen (z.B. im Abschnitt 5.2), aber grundsätzlich stellt jede Analyse ihre eigenen Anforderungen, so dass es für die Interpretation kein pauschales Rezept gibt. Vielmehr sind Geschick und statistische Intuition gefragt. Ein paar Tipps dazu:

11 Weiterverarbeitung von Grafiken

Aus der R-Konsole heraus können Abbildungen leicht gespeichert, kopiert und weiterverarbeitet werden: Einfach im “Plots”-tab auf “Export”–>“Image”–>“Save”, dann per Copy & Paste ins Paper, Präsi, etc. Problem: Die Auflösung der Grafik lässt sich auf diesem Weg nicht kalibrieren. Insbesondere für Poster empfehlen wir euch aber eine Auflösung von mindesten 1000 ppi. Dies lässt sich über einen kleinen Umweg realisieren:

vis1b<-vis1+labs(title="Vorhergesagte Werte mit 95%-CI: Einkommen und Lebenszufriedenheit",
       caption="Vorhergesagte Werte unter Konstanthaltung von Standarddemographie, Bildung und Erwerbstätigkeit (Modell 'Netto') \nSHP v19, n=8987")+
       ylab("Lebenszufriedenheit")+
  xlab("Monatliches Haushaltsnettoeinkommen")+
  coord_cartesian(xlim=c(1500, 20000))+
  scale_x_continuous(breaks=seq(2000,20000, 2000))+
  theme(title = element_text(size = 18))

png(filename="vis1b.png",
    width=30, 
    height=20,
    units="cm",
    res=1200)
vis1b
dev.off()
## png 
##   2

Der Plot befindet sich nun in Eurem Workingdirektory; ihr könnt ihn direkt über den Tab “files” (rechts unten in der Konsole) ansteuern.

Achtung: Die Parameter in den Funktionen des Befehls müsst ihr meist durch Probieren aufeinander abstimmen. Dies gilt auch für die “theme”-Anweisung im Plotbefehl, mit dem Ihr die Textgrösse passend zum Format ausrichten könnt.

 

Schlusswort

Die mit dieser Musteranalyse suggerierte und angestrebte Idee einer Rezepthaftigkeit der Datenanalyse soll Euch bei der Analyse zu Eurer Qualifikationsarbeit helfen, widerspricht aber gleichzeitig auch der Konstruktionslogik von R und unserer Programmierrealität: mit dir ist alles in Ordnung, wenn während deiner Datenanalyse nicht die meiste Zeit das R-Fenster geöffnet ist, sondern diverse Foren, Suchmaschinen und kryptische Dokus. Es ist normal, dass du dich nicht gradlinig, sondern in dem Trial-and-Error Modus durch deine Datenanalyse bewegst (der letztlich auch, allerdings weitgehend unsichtbar, hinter diesem Skript steht). Die anwendungsbezogene Auseinandersetzung mit R ist ist eine Art Detektivarbeit, von der dich dieses Muster etwas entlasten, aber nicht entbinden kann.

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