МЕНЮ


Фестивали и конкурсы
Семинары
Издания
О МОДНТ
Приглашения
Поздравляем

НАУЧНЫЕ РАБОТЫ


  • Инновационный менеджмент
  • Инвестиции
  • ИГП
  • Земельное право
  • Журналистика
  • Жилищное право
  • Радиоэлектроника
  • Психология
  • Программирование и комп-ры
  • Предпринимательство
  • Право
  • Политология
  • Полиграфия
  • Педагогика
  • Оккультизм и уфология
  • Начертательная геометрия
  • Бухучет управленчучет
  • Биология
  • Бизнес-план
  • Безопасность жизнедеятельности
  • Банковское дело
  • АХД экпред финансы предприятий
  • Аудит
  • Ветеринария
  • Валютные отношения
  • Бухгалтерский учет и аудит
  • Ботаника и сельское хозяйство
  • Биржевое дело
  • Банковское дело
  • Астрономия
  • Архитектура
  • Арбитражный процесс
  • Безопасность жизнедеятельности
  • Административное право
  • Авиация и космонавтика
  • Кулинария
  • Наука и техника
  • Криминология
  • Криминалистика
  • Косметология
  • Коммуникации и связь
  • Кибернетика
  • Исторические личности
  • Информатика
  • Инвестиции
  • по Зоология
  • Журналистика
  • Карта сайта
  • Нормы и интерпретация результатов теста

    Это полусумма первого и последнего рангов первой — левой от медианы

    половины ряда;

    квартиль третья, обозначаемая Q3 вычисляется по формуле:

    [pic]

    т.е. как полусумма первого и последнего рангов второй, правой от медианы,

    половины ряда. Берутся порядковые значения рангов по их последовательности

    в ряду. В обрабатываемом ряду Q1 = (1+9)/2 = 5, Q3 = (10 + 18)/2 = 14.

    Рангу 5 в этом ряду соответствует величина 39, а рангу 14 — 70.

    Следовательно, в данном ряду Q1 = 39, а Q3 = 70.

    Для характеристики распределения в непараметрическом ряду вычисляется

    среднее квартильное отклонение, обозначаемое Q. Формула для Q такова: Q =

    (Q3 - Q1)/2. Для обрабатываемого ряда Q = (70 - 39)/2 = 15,5. Были

    рассмотрены статистическая обработка параметрического ряда (x и ?),

    статистическая обработка непараметрического ряда (Mе и Q). Параметрический

    ряд относится к шкале интервалов, непараметрический — к шкале порядка. Но

    встречаются также ряды, относящиеся к шкале наименований. Наиболее краткая

    характеристика такого ряда может быть получена с помощью моды, величины,

    которая выражает наивысшее числовое значение величин данного ряда, при п —

    числе членов ряда. Следует заметить, что моду можно лишь условно считать

    выражением центральной тенденции в ряду, относящемуся к шкале наименований.

    Она выражает наиболее типичную величину ряда.

    Рассмотрим подробнее пример, приведенный выше (С. 242). Там речь шла об

    участниках некой конференции; в их числе были 3 англичанина, 2 датчанина, 5

    немцев, 3 русских и 1 француз. Мода в данном ряду приходится на участников

    конференции — немцев. Число членов ряда равно — 13, а мода — Mo = 5.

    Итак, мы рассмотрели статистические методы, применяющиеся для задач

    первого типа.

    Второй тип задач. Психологу в его повседневной практической и

    исследовательской работе приходится искать ответы на различные вопросы.

    Предположим, что проведены диагностические испытания умственного развития у

    школьников шестых классов городской и сельской школ: можно ли в дальнейшем

    рассматривать обе школьные выборки как принадлежащие одной совокупности? По

    поводу неодинаковых условий обучения в городской и сельской школах

    высказано немало противоречивых суждений. Психолог в данном случае намерен

    опираться на экспериментальные факты. Чтобы прийти к какому-то решению,

    целесообразно проанализировать полученный экспериментальный материал. Это

    достаточно часто встречающаяся задача, встречаются и такие, где приходится

    решать тот же вопрос относительно нескольких, а не двух выборок. Это и есть

    задачи второго типа.

    Перед психологом два ряда численностей. Прежде всего нужно установить, на

    какие статистические методы опираться — на параметрические или

    непараметрические? Применять параметрические методы следует в том случае,

    если оба ряда имеют распределение, не отличающееся от нормального. Если же

    один из рядов не соответствует этому требованию, то применение

    параметрических методов противопоказано.

    Положим, оба ряда показывают распределение, допускающее применение

    параметрических методов. Сравнение величин центральных тенденций — в данном

    случае их представляют средние арифметические — не даст ответа на вопрос о

    том, относятся ли выборки к одной совокупности. Почти безошибочно можно

    утверждать, что средние арифметические не будут тождественными, но этого

    явно недостаточно для ответа на поставленный вопрос, ответ не был бы

    получен, даже если бы средние арифметические оказались равными. Для данного

    случая более всего подходит сравнение выборок по критерию t Стьюдента.

    Перед тем как ознакомиться с техникой вычислений и интерпретаций

    результатов, получаемых при работе с критерием t Стьюдента, необходимо

    остановиться на некоторых статистических терминах; они постоянно

    встречаются в прикладной статистике.

    В том разделе статистики, где заходит речь о проверке гипотез, постоянно

    приходится иметь дело с нуль-гипотезой, или нулевой гипотезой. При

    сравнении двух выборок нуль-гипотеза формулируется следующим образом: между

    изучаемыми выборками нет различия или, иначе, различие между ними

    несущественно. Все дальнейшие расчеты направлены на то, чтобы прийти к

    заключению верна ли нуль-гипотеза или от нее нужно отказаться, и в

    действительности существенная разница между выборками имеется. В других

    случаях в зависимости от содержания материала меняются формулировки, но

    вычисления показывают, какова вероятность нуль-гипотезы. Для обозначения

    нуль-гипотезы используется символ h0.

    Допустим, что разница между выборками имеется. Исследователь встает перед

    вопросом, насколько существенна эта разница, как часто будет обнаруживаться

    она в последующем, когда придется работать с подобными же выборками. Самые

    общие соображения при этом таковы: если разница получена на небольшом

    материале (числе случаев, охваченных той или другой выборкой), то при

    повторном изучении таких же выборок разницу, возможно, найти и не удастся.

    Другое дело, если изучаемые выборки не малы. Далее важно, оказалась ли

    обнаруженная разница значительной. Это рассуждение и следует иметь в виду,

    когда в статистике речь идет об уровне значимости полученного коэффициента,

    параметра и пр. Уровни значимости представлены в специальных таблицах,

    которые обычно даются в учебниках статистики, есть такие таблицы и в конце

    этой главы. Какой уровень значимости можно признать удовлетворительным? В

    психологии и педагогике минимально допустимым для отказа от Н0 уровнем

    значимости признается 0,95. Это значит, что расчеты, основанные на

    математической теории вероятности, дают основание утверждать, что при

    проведении таких же исследований, по крайней мере в 95% случаев, будет

    получен такой же результат, возможно, лишь с несущественными отклонениями.

    В некоторых работах удается получить и более высокие уровни значимости —

    0,990 и даже 0,999 (эти же уровни значимости можно записать: 0,05; 0,01;

    0,001. Записывая уровень 0,95, имеют в виду, что полученные параметры

    повторяются в 95% случаев, а записывая 0,05, что в 5% случаев они не

    повторятся; смысл в том и другом случае один и тот же).

    А если не получен уровень значимости 0,95? Тогда нужно признать, что нуль-

    гипотезу не следует отвергать. Впрочем, иногда, по задачам исследования

    признается достаточным и более низкий уровень. В некоторых исследованиях

    цель состоит в том, чтобы прийти к утверждению нуль-гипотезы.

    Обращаясь к таблицам уровней значимости, исследователь обнаруживает во

    многих из них специальный столбец с указанием степеней свободы, относящихся

    к полученному параметру или коэффициенту. Уровень значимости прямо зависит

    от того, каким числом степеней свободы обладает данный коэффициент или

    параметр. Число независимых величин, участвующих в образовании того или

    другого параметра, называется числом степеней свободы этого параметра. Оно

    равно общему числу величин, по которым вычисляется параметр, минус число

    условий, связывающих эти величины (Урбах В.Ю. Указ. соч. С. 161). Число

    степеней свободы и способы его определения всегда даются в окончательных

    формулах, которыми пользуется исследователь при статистической обработке

    своих материалов.

    Рассмотрим пример с двумя выборками, которые, по мнению исследователя,

    можно рассматривать как подлежащие обработке параметрическим методом.

    Двум группам шестиклассников по 6 человек было дано задание бросать мяч в

    корзину. Группы обучались по разным программам. Можно ли считать, что

    разница в программах сказалась на конечной результативности школьников? Для

    сравнения было взято число попаданий в корзину. Всего было дано по 10 проб.

    Формула вычисления t:

    где [pic]

    Материал, подлежащий обработке:

    первая выборка, п = 6

    |Исп. |х |x - x |(x - x)2 |

    |А |2 |-1 |1 |

    |Б |4 |1 |1 |

    |В |6 |3 |9 |

    |Г |4 |1 |1 |

    |Д |1 |-2 |4 |

    |Е |1 |-2 |4 |

    [pic]

    вторая выборка, п = 6

    |Исп. |х |x - x |(x - x)2 |

    |Ж |5 |— |— |

    |3 |4 |-1 |1 |

    |И |2 |-3 |9 |

    |К |8 |3 |9 |

    |Л |6 |1 |1 |

    |М |5 |— |— |

    [pic]

    Ход вычислений показывает:

    [pic]

    [pic]

    fd (число степеней свободы) =n1-n2 -2=6+6-2= 10. По таблице уровней

    значимости t Стьюдента находим t0,95 = 2,223. Существенность различия не

    доказана, хотя полученное значение t = 1,9 очень близко к требуемому

    уровню. Принимается Но. Нельзя утверждать, что выборки существенно

    различаются.

    Для вычисления t существует несколько формул, различающихся только

    техникой расчетов.

    Сравниваемые выборки могут быть неодинаковыми по объему. Применять

    параметрические методы можно лишь к материалу, обладающему определенными

    свойствами, о которых говорилось ранее. В других случаях следует обращаться

    к непараметрическим методам.

    Ниже будет рассмотрена техника применения критерия Манна— Уитни,

    непараметрического метода, часто используемого в психологических

    исследованиях.

    Предположим, что психологу нужно решить такую задачу. Есть ли различия

    между выборками школьников одного и того же класса, если одна выборка

    включает школьников, которые после контрольной работы проходили

    дополнительное обучение по коррекционным программам, другая — школьников,

    такого обучения не проходивших? Обе выборки малы, поэтому для проверки

    гипотез о существовании различий между выборками следует взять мощный

    критерий. Мощность критерия — это вероятность принятия при его применении

    правильного решения для отклонения ho; чем выше эта вероятность, тем больше

    мощность критерия. Мощность любого критерия увеличивается вместе с

    увеличением объема сравниваемых выборок, а также со снижением того уровня

    значимости, на который ориентируется исследователь. Другими словами, если

    выборки велики, то принятие правильного решения относительно ho

    увеличивается. Ориентация на высокий уровень значимости, например 0,990 или

    0,999, предполагает применение достаточно мощного критерия. В

    рассматриваемом примере выборки малы, а при установлении существенной

    разницы между ними, т.е. при отказе от ho желательно, чтобы уровень

    значимости был как можно выше, но не ниже 0,95.

    Формула вычисления критерия Манна—Уитни такова:

    или:

    [pic]

    [pic]

    В примере сравнению подлежат результаты контрольной работы выборки A из 4

    школьников, проходивших обучение по коррекционным программам, и выборки Б,

    состоящей из 7 школьников, никакого коррекционного обучения не проходивших.

    Последовательность действий, предусматриваемых вычислением всех нужных для

    решения задачи величин, такова.

    1. Выписать в любом порядке число успешно решенных заданий школьниками

    сначала выборки А, затем выборки Б.

    2. Проранжировать число успешно решенных заданий, объединив обе выборки.

    3. Найти сумму рангов выборок А и Б раздельно.

    Эти три действия дадут все необходимые для вычисления критерия данные.

    [pic]

    Для проверки расчетов вычисляется:

    RA + RB = N/2(1 + N); т.е. 37 + 29 = 11/2(1 + 11), т.е. 66 = 66.

    Имея величины U1 и U2, следует обратиться к таблице уровня значимости. На

    совмещение строки четвертой со столбцом седьмым находим 3/25. По условиям

    таблицы, U1 должно быть меньше верхней, a U2 — больше нижней величины.

    Полученные величины показывают, что ho отвергается. Можно утверждать, что

    между выборками имеется существенное различие: результаты свидетельствуют о

    преимуществе выборки A.

    Попарное сравнение. В предыдущем материале исследователь имел дело с двумя

    выборками. В обработку они поступают как два ряда чисел; каждый ряд есть

    результат экспериментов, проведенных с данной выборкой. Однако часто

    приходится встречаться с материалом, в котором даны два числовых ряда, но

    оба они получены на одной выборке; сюда относятся исследования, когда

    эксперименты проводятся до и после какого-то специального воздействия. Цель

    такого исследования состоит в том, чтобы установить, есть ли достаточно

    существенные изменения и можно ли утверждать, что специальное воздействие

    имело существенное значение.

    Например, психологу было предложено ответить на такой вопрос:

    влияют ли занятия физкультурой на общее самочувствие занимающихся

    школьников? Исследование он построил так: школьников просили отмечать на

    линейной шкале свое самочувствие до занятий физкультурой и после них.

    Статистической обработке подлежат попарные сравнения показания одного и

    того же испытуемого до и после воздействия:

    |до воздействия |после него |разность рядов «до» и «после» |

    | | |х |х2 |

    |3,2 |3,8 |+0,6 |0,36 |

    |1,6 |1,0 |-0,6 |0,36 |

    |5,7 |8,4 |+2,7 |7,29 |

    |2,8 |3,6 |+0,8 |0,64 |

    |5,5 |5,0 |-0,5 |0,25 |

    |1,2 |3,5 |+2,3 |5,29 |

    |6,1 |7,3 |+1,2 |1,44 |

    |2,9 |4,8 |+1,9 |3,61 |

    | | |Sx = 8,4; |Sx2 = 19,24 |

    | | |(Sx)2 = 70,56 | |

    Нуль-гипотеза формулируется так: сравнение рядов до и после воздействия не

    дает оснований утверждать, что по измеряемому признаку произошли

    существенные изменения.

    Выборка, подвергнутая изучению, состояла из 8 человек. Начнем с

    параметрического метода. Будет применен критерий t Стьюдента, его формула

    для попарного сравнения такова:

    [pic]

    Нужно вычислить все величины, входящие в эту формулу. Для получения S

    используется формула:

    [pic]

    Извлекая корень из полученной величины, узнаем значение S. Остается

    произвести по формуле все вычисления.

    Ниже приводятся ряды, полученные в эксперименте (числа заимствованы из

    кн.: Бейли Н. Статистические методы в биологии. М., 1964).

    [pic]

    При вычислении t при попарном сравнении число степеней свободы равно п -1.

    По таблице уровней значимости для t находим, что для 7 степеней свободы

    t0,95 должно быть не менее 2,36. Поскольку получена большая величина,

    следует признать, что налицо статистически значимое влияние занятий

    физкультурой на самочувствие школьников.

    Из непараметрических методов для попарного сравнения удобен для

    пользования критерий Уилкоксона, правда, на небольших выборках этот

    критерий оказывается недостаточно мощным; его лучше применять на выборках

    объемом от 12 и более элементов.

    Небольшие по объему выборки, однако, удобны для наглядного

    последовательного изложения техники расчетов.

    Для использования этого критерия (его называют также знаково-ранговым)

    следует проранжировать, сначала не обращая внимания на знаки, весь перечень

    разностей между рядами «до» и «после». Если разность у отдельных испытуемых

    и в отдельных случаях нулевая, то она из ранжирования исключается и не

    входит в сумму рангов. В этом примере таких разностей (равных нулю) не

    встречается.

    Далее нужно суммировать раздельно ранги разностей с положительным знаком и

    ранги разностей с отрицательным знаком. Значение критерия Т равно меньшей

    по абсолютной величине сумме рангов.

    В этом примере Т = 3,5.

    |Ряд |+0,6 |-0,6 |+2,7 |+0,8 |-0,5 |+2,3 |+1,2 |+1,9 |

    |разносте| | | | | | | | |

    |й | | | | | | | | |

    |Ранги |2,5 |(2.5) |8 |4 |(1) |7 |5 |6 |

    Скобками указаны ранги разностей с отрицательными значениями. Но прежде

    чем отыскивать уровень значимости Т, нужно обратить внимание на то, что в

    данном случае критерий Уилкоксона — это двусторонний критерий. Как это

    понимать? Различают односторонние и двусторонние критерии. Отвергая нуль-

    гипотезу, выдвигают альтернативную ей гипотезу. При этом возникает вопрос:

    в какую сторону направлено отличие альтернативной гипотезы от Ho — в

    положительную или отрицательную. Если исследование предполагает равно

    возможными и ту, и другую направленности, следует принять двусторонний

    Страницы: 1, 2, 3, 4, 5, 6


    Приглашения

    09.12.2013 - 16.12.2013

    Международный конкурс хореографического искусства в рамках Международного фестиваля искусств «РОЖДЕСТВЕНСКАЯ АНДОРРА»

    09.12.2013 - 16.12.2013

    Международный конкурс хорового искусства в АНДОРРЕ «РОЖДЕСТВЕНСКАЯ АНДОРРА»




    Copyright © 2012 г.
    При использовании материалов - ссылка на сайт обязательна.