Trulli
Steven Tash as a psi-test subject in Ghostbusters, from imdb.com

Overview

“The term psi denotes anomalous processes of information or energy transfer that are currently unexplained in terms of known physical or biological mechanisms. Two variants of psi are precognition (conscious cognitive awareness) and premonition (affective apprehension) of a future event that could not otherwise be anticipated through any known inferential process.”
Daryl J. Bem, professor emeritus, Cornell University

In diesem Practical, analysierst du die Daten von Daryl Bem`s berüchtigter Studie über menschliche psi-Fähigkeieten und übst währendessen neue und neu-erlangten Statistikfähigkeiten.

Am Ende des Practicals wirst du wissen…

  1. Wie du p-Hacking betreibst.
  2. Wie du sample sizes bestimmsts.
  3. Wie du Konfidenzintervalle berechnest.
  4. Wie du Bayesianische Statistiken rechnest.

Aufgaben

A - Setup

  1. Öffne dein TheRBootcamp R project. Es sollte die Ordner 1_Data und 2_Code enthalten. Stelle sicher, dass du alle Datensätze, welche im Datensätze Tab aufgelistet sind, in deinem 1_Data Ordner hast.

  2. Öffne ein neues R Skript. Schreibe deinen Namen, das Datum und “Neue Statistik Practical” als Kommentare an den Anfang des Skripts.

## NAME
## DATUM
## Neue Statistik Practical

  1. Speichere das neue Skript unter dem Namen neue_statistik_practical.R im 2_Code Ordner.

  2. Lade die nötigen Pakete. Siehe unten.

# Lade die nötigen Pakete
library(tidyverse)
library(pwr)
library(rstanarm)
Loading required package: Rcpp
rstanarm (Version 2.19.2, packaged: 2019-10-01 20:20:33 UTC)
- Do not expect the default priors to remain the same in future rstanarm versions.
Thus, R scripts should specify priors explicitly, even if they are just the defaults.
- For execution on a local, multicore CPU with excess RAM we recommend calling
options(mc.cores = parallel::detectCores())
- bayesplot theme set to bayesplot::theme_default()
   * Does _not_ affect other ggplot2 plots
   * See ?bayesplot_theme_set for details on theme setting
library(BayesFactor)
Loading required package: coda
Loading required package: Matrix

Attaching package: 'Matrix'
The following objects are masked from 'package:tidyr':

    expand, pack, unpack
************
Welcome to BayesFactor 0.9.12-4.2. If you have questions, please contact Richard Morey (richarddmorey@gmail.com).

Type BFManual() to open the manual.
************
  1. Verwende die read_csv() Funktion um psi1, die Daten des ersten Experiments, und psi2, die Daten des zweiten Experiments einzulesen.
# Lade die Daten
psi1 <- read_csv(file = "1_Data/psi_exp1.csv")
psi2 <- read_csv(file = "1_Data/psi_exp2.csv")

  1. Printe die Datensätze.

  2. Verwende names(XX), summary(XX), und View(XX) um einen weiteren Überblick über die Daten zu bekommen.

  3. Wiederum, führe den Code unten aus um sicherzustellen, dass alle character Variablen als Faktoren vorliegen, was den statistischen Modellen hilft kategoriale Variablen richtig zu interpretieren.

# Konvertiere alle character zu factor
psi1 <- psi1 %>% mutate_if(is.character, factor)
psi2 <- psi2 %>% mutate_if(is.character, factor)

B - p(si)-Hacking Wettbewerb

  1. Der erste Abschnitt besteht aus zwei p-Hacking Wettbewerben! Der Wettbewerb endet in

  1. Das Ziel beider Wettbewerbe ist es den kleinstmöglichen p-Wert durch das fortwährende Massieren Bem’s experimenteller Daten zu extrahieren. Finde dafür bis zu drei Analysen, die zeigen, dass a) Menschen psi-Fähigkeiten besitzen, d.h., dass die Trefferrate höher als Chance ist und b) dass es andere Variablen gibt die psi-Fähigkeiten prädizieren, was ebenso ein Beleg für die Existenz solcher Fähigkeiten wäre. Es gibt keine Regeln, ausser dass Trefferrate als Kriterium zu wählen ist. Du kannst jeden möglichen Test verwenden. Dir ist es auch erlaubt nur Komponenten der Daten mit data %>% filter(condition) auszuwählen.

  2. Für jede der beiden Wettbewerbe - jeweils ein Wettbewerb pro Experiment - darfst du drei Ergebnisse einreichen. Ihr könnt alleine arbeiten oder euch zusammenschliessen. Mehr Informationen über den Datensatz findet ihr unter dem Datasets tab. Die Person oder Gruppe mit dem niedrigsten p-Wert gewinnt 🍫🍫🍫.

  3. Reiche als Ergebnisse ein Pseudonym, den p-Wert und den Code-Schnipsel des Tests (inkl. Datenvorverarbeitung, falls relevant) ein über die folgenden Fragebögen:

Wettbewerb 1 Einreichen
Wettbewerb 2 Einreichen

C - Poweranalyse

  1. Bem’s erste Analyse in seinem Paper ist, ob Trefferrate grösser ist als 50%. Für diese Bedingung (Bedingung == 'erotic') hat Bem eine durchschnittliche Trefferrate von 53.13% beobachtet. Bestimme für Experiment 1, welcher Cohen’s d Wert der implizierten Abweichung von 3.13%-Punkte von der Trefferrate unter H0, nämlich 50%, entspricht. Benutze das Template.
# Extrahiere die Trefferraten für erotic
Trefferrate_erotic <- psi1 %>% filter(Bedingung == "erotic") %>% pull(Trefferrate)

# Berechne die Abweichung von H0
Trefferrate_erotic_delta <- mean(XX) - 50

# Berechne d
d <- Trefferrate_erotic_delta / sd(XX)
# Extrahiere die Trefferraten für erotic
Trefferrate_erotic <- psi1 %>% filter(Bedingung == "erotic") %>% pull(Trefferrate)

# Berechne die Abweichung von H0
Trefferrate_erotic_delta <- mean(Trefferrate_erotic) - 50

# Berechne d
d <- Trefferrate_erotic_delta / sd(Trefferrate_erotic)
  1. Ein Cohen’s d von .25 wird allgemein als klein, aber bedeutsam angesehen. Nimm nun die Perspektive eines rivalisierenden Forschers ein, der Bem’s Effekt von d = .25 in einer neuen Studie mit einer Falsch-Positiv-Rate von \(\alpha = .05\) einer hohen Power von \(power = 1-\beta = .95\) replizieren möchte. Welche Stichprobengrösse wäre nötig? Verwende das Template.
# N um d=.25, alpha = .05, power = .95
stichprobe <- pwr.t.test(d = XX, 
                         sig.level = XX, 
                         power = XX, 
                         alternative = "greater")
stichprobe
# N um d=.25, alpha = .05, power = .95
stichprobe <- pwr.t.test(d = .25, 
                         sig.level = .05, 
                         power = .95, 
                         alternative = "greater")
stichprobe

     Two-sample t test power calculation 

              n = 347
              d = 0.25
      sig.level = 0.05
          power = 0.95
    alternative = greater

NOTE: n is number in *each* group
  1. Laut Poweranalyse wäre eine Stichprobe von 347 Individuen nötig. Versuche dies einmal mit der plot.power.htest()-Funktion zu visualisieren. Wende sie einfach auf das stichprobe Objekt an.
# Stichprobe-Visualisierung
plot.power.htest(stichprobe)

  1. Mittels des Plots könnt ihr nun auch evaluieren, wie gross die Power von Bem’s ursprünglicher Studie war. In Bem’s 'erotic' condition waren \(r length(Trefferrate_erotic)\) Beobachtungen. Finde den entsprechenden Punkt auf der x-Achse und gehe dann nach oben um die dazugehörige Power zu finden. Alternativ kannst du nochmals die pwr.t.test() Funktion verwenden und anstatt power die Stichprobengrösse n definieren. Siehe Template.
# Bems post-hoc power
power <- pwr.t.test(n = XX, 
                    d = .25, 
                    sig.level = .05, 
                    alternative = "greater")
power
# Bems post-hoc power
power <- pwr.t.test(n = length(Trefferrate_erotic), 
                    d = .25, 
                    sig.level = .05, 
                    alternative = "greater")
power

     Two-sample t test power calculation 

              n = 100
              d = 0.25
      sig.level = 0.05
          power = 0.547
    alternative = greater

NOTE: n is number in *each* group
  1. Die letzte Analyse, das bestimmen der Power für einen gegebenen Effekt und Stichprobengrösse nennt man eine Post-hoc Poweranalyse, welche nicht mit einer eigentlichen Poweranalyse verwechselt werden darf. In Bem’s Fall war die Power .547, das heisst, dass Bem nur ungefähr eine 50/50 Chance hatte einen Effekt von der gefundenen Stärke zu beobachten. Überprüfe nun was gewesen wäre, wenn der Effekt klein gewesen wäre, d.h., d = .1. Wiederhole die Powerberechnung für Bem’s Stichprobengrösse und berechne die Stichprobengrösse die nötig ist für eine \(power = 1-\beta = .95\).
# Bems post-hoc power
power <- pwr.t.test(n = length(Trefferrate_erotic), 
                    d = .1, 
                    sig.level = .05, 
                    alternative = "greater")
power

     Two-sample t test power calculation 

              n = 100
              d = 0.1
      sig.level = 0.05
          power = 0.174
    alternative = greater

NOTE: n is number in *each* group
# Sample
stichprobe <- pwr.t.test(d = .1, 
                        sig.level = .05, 
                        power = .95, 
                        alternative = "greater")
stichprobe

     Two-sample t test power calculation 

              n = 2165
              d = 0.1
      sig.level = 0.05
          power = 0.95
    alternative = greater

NOTE: n is number in *each* group
  1. Für einen kleinen Effekt, welchen man vielleicht höchstens erwarten würde für etwas so ungewöhnliches wie menschliche psi-Fähigkeiten, hatte Bem’s Studie nur eine power von 17.4% und die Stichprobe die für eine hohe power notwendig war lag oberhalb von 2000 Personen. Das bedeutet, dass Bem entweder wusste, dass er einen grösseren Effekt beobachten würde oder, dass er eher schlechte Studienplanung betrieben hat.

D - Konfidenzintervalle

  1. Konfidenzintervalle sind ein anderer Weg Signifikanztests durchzuführen, welcher eher auf Schätzung als auf Testung von Effekten beruht. Die grundlegende Idee ist, dass man die Schätzgrössen (z.B. Regressionsgewichte) nicht durch den Standardfehler teilt, sondern den Standardfehler verwendet um eine Spannweite um die Schätzgrössen aufzuspannen. Rechnen wir zunächst einen t.test() für abhängigen Stichproben für psi1, welcher die Trefferrate für die beiden Bedingungen vergleicht.
# t.test 
psi_ttest <- t.test(XX ~ XX, data = XX, paired = TRUE)

# Testergebnisse
psi_ttest
# t.test 
psi_ttest <- t.test(Trefferrate ~ Bedingung, data = psi1, paired = TRUE)

# Testergebnisse
psi_ttest

    Paired t-test

data:  Trefferrate by Bedingung
t = -2, df = 99, p-value = 0.07
alternative hypothesis: true difference in means is not equal to 0
95 percent confidence interval:
 -6.839  0.228
sample estimates:
mean of the differences 
                  -3.31
  1. Extrahiere nun das Konfidenzintervalle für den t-Test.
# Konfidenzintrval
psi_ttest$conf.int
[1] -6.839  0.228
attr(,"conf.level")
[1] 0.95
  1. Das Konfidenezinterval für den Unterschied liegt zwischen zwischen -6.84 und .23. Das Konfidenzintervalle enthält also die NUll. Das heisst, dass obgleich der Mittelwert für die Erotic-Bedingung signifikant von 50% verschieden ist die beiden Bedingungen sich nicht signifikant unterscheiden. Beginne nun das Konfidenzintervall für den Unterschied der Gruppen nachzubauen. Extrahiere dafür zunächst den Unterschied, den entsprechenden Standardfehler, und die Freiheitsgrade.
# Gewicht b und Standardfehler se
delta <- psi_ttest$estimate
se <- psi_ttest$stderr
df <- psi_ttest$parameter
  1. Jetzt benötigst du nur noch die entsprechenden t-Werte um das Konfidenzintervall aufzuspannen. Da das Konfidenzintervall in beide Richtungen zu gleichen Teilen aufgespannt werden soll suchen wir nicht den t-Wert für \(1-\alpha\) sondern für \(1-\frac{\alpha}{2}\) und \(\frac{\alpha}{2}\), d.h., wir suchen die kritischen t-Werte für einen zweiseitigen Test mit \(\alpha = .05\). Verwende das Template
# Kritische t-Werte
t_25 <- qt(p = XX, df = XX)
t_97.5 <- qt(p = XX, df = XX)
# Kritische t-Werte
t_.25 <- qt(p = .025, df = df)
t_97.5 <- qt(p = .975, df = df)
  1. Schaue dir zunächst die beiden t-Werte an. Überrascht, dass es die selben Werte sind nur einmal positiv und einmal negativ? Das ergibt sich daraus, dass die t-Verteilung symmetrisch um Null liegt. Um nun damit das Konfidenzintervall zu berechnen verwende das Template unten. Es geht darum t*se nach oben und t*se nach unten vom Unterschied delta zu gehen. Denkt an die unterschiedlichen Vorzeichen der beiden t-Werte.
# confidence limits
delta_lower <- XX + XX * XX
delta_upper <- XX + XX * XX
# confidence limits
delta_lower <- delta + t_.25 * se
delta_upper <- delta + t_97.5 * se

  1. Jetzt könnt ihr eurer Konfidenzintervall mit dem aus dem t-Wert vergleichen. Ist es identisch?

  2. Probiere andere Konfidenzintervalle aus. Wie verändern sich dei Grenzen, wenn \(\alpha = .01\) oder \(\alpha = .1\), d.h., wenn die Konfidenzintervalle 99% bzw. 90% umspannen?

E - Bayesianische Statistik

  1. Bayesianische Statistik kann in R mittlerweile ebenso leicht verwendet werden, wie klassische (frequentistische) Statistik durch Pakete wie rstanarm und Bayesfactor. Beide Pakete erlauben dir beinahe identisch zur bekannten Form Modelle zu implementieren, die jedoch einer ganz anderen statistischen Philosophie. Verwende rstanarm im Template um die Trefferrate durch Geschlecht und Stimulus_seeking für die 'erotic' Bedingung vorherzusagen.
# Bayesianische Regression
Trefferrate_bm <- stan_glm(formula = Trefferrate ~ Geschlecht + Stimulus_seeking, 
                           data = psi1 %>% filter(Bedingung == 'erotic'))

SAMPLING FOR MODEL 'continuous' NOW (CHAIN 1).
Chain 1: 
Chain 1: Gradient evaluation took 0.000513 seconds
Chain 1: 1000 transitions using 10 leapfrog steps per transition would take 5.13 seconds.
Chain 1: Adjust your expectations accordingly!
Chain 1: 
Chain 1: 
Chain 1: Iteration:    1 / 2000 [  0%]  (Warmup)
Chain 1: Iteration:  200 / 2000 [ 10%]  (Warmup)
Chain 1: Iteration:  400 / 2000 [ 20%]  (Warmup)
Chain 1: Iteration:  600 / 2000 [ 30%]  (Warmup)
Chain 1: Iteration:  800 / 2000 [ 40%]  (Warmup)
Chain 1: Iteration: 1000 / 2000 [ 50%]  (Warmup)
Chain 1: Iteration: 1001 / 2000 [ 50%]  (Sampling)
Chain 1: Iteration: 1200 / 2000 [ 60%]  (Sampling)
Chain 1: Iteration: 1400 / 2000 [ 70%]  (Sampling)
Chain 1: Iteration: 1600 / 2000 [ 80%]  (Sampling)
Chain 1: Iteration: 1800 / 2000 [ 90%]  (Sampling)
Chain 1: Iteration: 2000 / 2000 [100%]  (Sampling)
Chain 1: 
Chain 1:  Elapsed Time: 0.049743 seconds (Warm-up)
Chain 1:                0.050095 seconds (Sampling)
Chain 1:                0.099838 seconds (Total)
Chain 1: 

SAMPLING FOR MODEL 'continuous' NOW (CHAIN 2).
Chain 2: 
Chain 2: Gradient evaluation took 1.4e-05 seconds
Chain 2: 1000 transitions using 10 leapfrog steps per transition would take 0.14 seconds.
Chain 2: Adjust your expectations accordingly!
Chain 2: 
Chain 2: 
Chain 2: Iteration:    1 / 2000 [  0%]  (Warmup)
Chain 2: Iteration:  200 / 2000 [ 10%]  (Warmup)
Chain 2: Iteration:  400 / 2000 [ 20%]  (Warmup)
Chain 2: Iteration:  600 / 2000 [ 30%]  (Warmup)
Chain 2: Iteration:  800 / 2000 [ 40%]  (Warmup)
Chain 2: Iteration: 1000 / 2000 [ 50%]  (Warmup)
Chain 2: Iteration: 1001 / 2000 [ 50%]  (Sampling)
Chain 2: Iteration: 1200 / 2000 [ 60%]  (Sampling)
Chain 2: Iteration: 1400 / 2000 [ 70%]  (Sampling)
Chain 2: Iteration: 1600 / 2000 [ 80%]  (Sampling)
Chain 2: Iteration: 1800 / 2000 [ 90%]  (Sampling)
Chain 2: Iteration: 2000 / 2000 [100%]  (Sampling)
Chain 2: 
Chain 2:  Elapsed Time: 0.049196 seconds (Warm-up)
Chain 2:                0.042614 seconds (Sampling)
Chain 2:                0.09181 seconds (Total)
Chain 2: 

SAMPLING FOR MODEL 'continuous' NOW (CHAIN 3).
Chain 3: 
Chain 3: Gradient evaluation took 1.2e-05 seconds
Chain 3: 1000 transitions using 10 leapfrog steps per transition would take 0.12 seconds.
Chain 3: Adjust your expectations accordingly!
Chain 3: 
Chain 3: 
Chain 3: Iteration:    1 / 2000 [  0%]  (Warmup)
Chain 3: Iteration:  200 / 2000 [ 10%]  (Warmup)
Chain 3: Iteration:  400 / 2000 [ 20%]  (Warmup)
Chain 3: Iteration:  600 / 2000 [ 30%]  (Warmup)
Chain 3: Iteration:  800 / 2000 [ 40%]  (Warmup)
Chain 3: Iteration: 1000 / 2000 [ 50%]  (Warmup)
Chain 3: Iteration: 1001 / 2000 [ 50%]  (Sampling)
Chain 3: Iteration: 1200 / 2000 [ 60%]  (Sampling)
Chain 3: Iteration: 1400 / 2000 [ 70%]  (Sampling)
Chain 3: Iteration: 1600 / 2000 [ 80%]  (Sampling)
Chain 3: Iteration: 1800 / 2000 [ 90%]  (Sampling)
Chain 3: Iteration: 2000 / 2000 [100%]  (Sampling)
Chain 3: 
Chain 3:  Elapsed Time: 0.043142 seconds (Warm-up)
Chain 3:                0.044521 seconds (Sampling)
Chain 3:                0.087663 seconds (Total)
Chain 3: 

SAMPLING FOR MODEL 'continuous' NOW (CHAIN 4).
Chain 4: 
Chain 4: Gradient evaluation took 9e-06 seconds
Chain 4: 1000 transitions using 10 leapfrog steps per transition would take 0.09 seconds.
Chain 4: Adjust your expectations accordingly!
Chain 4: 
Chain 4: 
Chain 4: Iteration:    1 / 2000 [  0%]  (Warmup)
Chain 4: Iteration:  200 / 2000 [ 10%]  (Warmup)
Chain 4: Iteration:  400 / 2000 [ 20%]  (Warmup)
Chain 4: Iteration:  600 / 2000 [ 30%]  (Warmup)
Chain 4: Iteration:  800 / 2000 [ 40%]  (Warmup)
Chain 4: Iteration: 1000 / 2000 [ 50%]  (Warmup)
Chain 4: Iteration: 1001 / 2000 [ 50%]  (Sampling)
Chain 4: Iteration: 1200 / 2000 [ 60%]  (Sampling)
Chain 4: Iteration: 1400 / 2000 [ 70%]  (Sampling)
Chain 4: Iteration: 1600 / 2000 [ 80%]  (Sampling)
Chain 4: Iteration: 1800 / 2000 [ 90%]  (Sampling)
Chain 4: Iteration: 2000 / 2000 [100%]  (Sampling)
Chain 4: 
Chain 4:  Elapsed Time: 0.04854 seconds (Warm-up)
Chain 4:                0.042212 seconds (Sampling)
Chain 4:                0.090752 seconds (Total)
Chain 4:

  1. Printe das Objekt und betrachte den Output. Er sieht sehr anders aus als der Output der normalen Regression. Trotzdem solltest du einen Part wiedererkennen. Im Teil nach dem ersten mal ----- stehen die Gewichte und deren Standardabweichung, welche du analog zum Standardfehler interpretieren kannst. Darüber stehen grundlegenden Informationen zum Modell, die du üblicherweise ignoriere kannst. Darunter stehen zu Auxiliary parameter(s) stehen Parameter, die das Modell zusätzlich geschätzt hat. Der eine Parameter sigma ist die Standardabweichung um die Regressionsgerade, welche im Bayesianischen Modell auch eine Standardabweichung besitzt.

  2. Statistische Entscheidungen werden im Bayesianischen Ansatz auf unterschiedliche Weisen getroffen (je nachdem welcher Schule man angehört). Am verbreitetsten ist jedoch das credible interval, welches analog zum Konfidenzintervall zu interprieren ist. Es ist dasjenige Intervall in dem der wahre Populationsparameter mit 95%iger Wahrscheinlichkeit liegt, eine Aussage, die für das normale Konfidenzintervall nicht getroffene werden kann. Berechne die credible intervals mit der posterior_interval() Funktion für Trefferrate_bm.

# Bayesian posterior credible interval
posterior_interval(Trefferrate_bm, prob = .95)
                   2.5% 97.5%
(Intercept)      33.401 52.89
GeschlechtMale   -2.295  7.50
Stimulus_seeking -0.196  6.66
sigma            10.825 14.37
  1. Wenn Null nicht enthalten ist, dann ist die Wahrscheinlichkeit, dass ein Effekt Null ist tatsächlich kleiner als 5%.

Beispiele

# Poweranalyse -----------

# N für einen einseitigen t.test auf Mittelwertsunterschiede
pwr.t.test(d = .3, 
           sig.level = .05, 
           power = .95, 
           alternative = "greater")

# Power für einen einseitigen t.test auf Mittelwertsunterschiede
pwr.t.test(n = 100,
           d = .3, 
           sig.level = .05, 
           power = .95, 
           alternative = "greater")


# Konfidenzintervalle -----------

#  Berechne test
t_test <- t.test(hwy ~ class, data = mpg %>% filter(class %in% c('suv','compact')))

# Extrahiere Werte
delta <- diff(t_test$estimate)
se <- t_test$stderr
df <- t_test$parameter

# Obere und untere Grenze
delta + qt(.025, df) * se
delta + qt(.975, df) * se

# Beide zur selben Zeit
delta + qt(.975, df) * se * c(-1,1)

# Bayesianische Regression -----------

# mit rstanarm
bm1 <- stan_glm(hwy ~ displ, data = mpg)

# rstanarm credible intervals
posterior_interval(bm1)

# mit BayesFactor
bm2 <- regressionBF(hwy ~ displ, data = mpg)

# sample from posterior
posterior(bm2, iterations = 1000)

Datasets

Datei Zeilen Spalten
psi_exp1.csv 200 7
psi_exp2.csv 150 5

Die Daten stammen von einer tatsächlichen (para-) psychologischen Studie, die die menschliche Fähigkeit in die Zukunft zu sehen überprüft hat (“Feel the future”). Die mittlerweile berüchtigte Studie wurde in einem etablierten Journal der Sozialpsychologie publiziert, was damit nicht unerheblich zu einer Bewegung der methodischen Revision in der Psychologie geführt hat. Die Dateien enthalten die Daten der ersten beiden Experimente. Das erste Experiment untersuchte ob Menschen besser als eine Zufallsrate von 50% vorhersagen können, hinter welchem von zwei Vorhängen ein Bild versteckt ist, insbesondere in dem Fall in dem sich ein erotisches Bild dahinter versteckt. Experiment zwei ist ein Replikationsversuch der erste Studie. Beide Studien haben auch das Konstrukt Stimulus seeking mituntersucht, was ähnlich zu Extraversion zu interpetieren ist, um zu untersuchen, ob Leute mit hohem Stimulus seeking vielleicht höhere psi Fähigkeiten aufweisen.

psi_exp1.csv & psi_exp2.csv

Name Description
Geschlecht Das Geschlecht der Versuchsperson.
Alter Das Alter der Versuchsperson
Stimulus_seeking Der Grad des Stimululs seeking des Versuchsperson.
Uhrzeit Die Uhrzeit der Testung.
Bedingung Die Studienbedingung: “erotic” oder “control” für neutrale Bilder
Präsentiertes_geschlecht The gender on the presented photo: “Female” or “Male” (only psi1)
Anzahl_trials Die Anzahl korrekter Entscheidungen.
Trefferrate %-korrekte Entscheidungen (> 50% bedeutet psi).

Funktion

Pakte

Pakete Installation
tidyverse install.packages("tidyverse")
pwr install.packages("pwr")
rstanarm install.packages("rstanarm")

Funktionen

Function Package Description
pwr.t.test pwr Poweranalyse für t-Tests
plot.power.htest pwr Plotte Powerverlauf
qt, anorm, qF, etc. stats Verteilungsfunktionen für Konfidenzintervalle
stan_lm rstanarm Bayesianische Regression mit rstanarm
posterior_interval rstanarm Bayesianisches credible interval mit rstanarm
regressionBF BayesFactor Bayesianische Regression mit BayesFactor
posterior BayesFactor Sample aus der Posterior mit BayesFactor

Resourcen

Vignetten

Find vignettes to these packages: pwr, rstanarm, BayesFactor