1 / 13

MIĘDZYGRP.: 1-HANDICAP( 5): NONE AMPUTEE CRUTCHES HEARING WHEELCHA POWT.POM.: brak

ANALIZA WARIANCJI. MIĘDZYGRP.: 1-HANDICAP( 5): NONE AMPUTEE CRUTCHES HEARING WHEELCHA POWT.POM.: brak STAT. Testy jednorodności wariancji (case6_5.sta) OGÓLNA MANOVA Hartleya Cochrana Bartlett

clint
Download Presentation

MIĘDZYGRP.: 1-HANDICAP( 5): NONE AMPUTEE CRUTCHES HEARING WHEELCHA POWT.POM.: brak

An Image/Link below is provided (as is) to download presentation Download Policy: Content on the Website is provided to you AS IS for your information and personal use and may not be sold / licensed / shared on other websites without getting consent from its author. Content is provided to you AS IS for your information and personal use only. Download presentation by click this link. While downloading, if for some reason you are not able to download a presentation, the publisher may have deleted the file from their server. During download, if you can't get a presentation, the file might be deleted by the publisher.

E N D

Presentation Transcript

  1. ANALIZA WARIANCJI MIĘDZYGRP.: 1-HANDICAP( 5): NONE AMPUTEE CRUTCHES HEARING WHEELCHA POWT.POM.: brak STAT. Testy jednorodności wariancji (case6_5.sta) OGÓLNA MANOVA Hartleya Cochrana Bartlett Zmienna F-maks C Chi-kwad df p SCORE 1,465129 ,241286 ,701598 4 ,951130 STAT. Zestawienie efektów; układ: (case6_5.sta) OGÓLNA 1-HANDICAP MANOVA df MS df MS Efekt Efekt Efekt Błąd Błąd F poziom p 1 4* 7,630357* 65* 2,666484* 2,861581* ,030127*

  2. STAT. Odchylenia stand. (case6_5.sta) OGÓLNA 1 Zmienna zależna MANOVA HANDICAP SCORE Nważnych NONE 1,793578 14 AMPUTEE 1,585719 14 CRUTCHES 1,481776 14 HEARING 1,532595 14 WHEELCHA 1,748280 14 Oszacowanie wspólnego odchylenia standardowego Tu:

  3. JEDNOCZESNE PRZEDZIAŁY UFNOŚCI Nierówność Bonferroniego Trzeba więc indywidualne przedziały skonstruować na poziomie

  4. Tutaj jest 10 par,więc szukamy przedziałów na poziomie 1-0,05/10=0,995

  5. Zależy od metody Dokładność jednoczesnych przedziałów ufności Zależy od odchylenia i liczby obserwacji Kwantyl rozkładu studentyzowanego rozstępu z k i n-k s.s Procedura Tukeya (Honest Significant Difference): Dla nierównych liczności podziel przez 20,5

  6. Tu Kwantyl (i dokładność) studentyzowanego rozstępu wynosi STAT. test T Tukeya; zmienna SCORE (case6_5.sta) OGÓLNA Prawdopodob. dla testów post hoc MANOVA EFEKT GŁÓWNY HANDICAP {1} {2} {3}{4} {5} HANDICAP 4,900000 4,428571 5,9214294,050000 5,342857 NONE {1} ,940056 ,468702 ,644318 ,951798 AMPUTEE {2} ,940056 ,123354 ,972531 ,578184 CRUTCHES {3} ,468702 ,123354 ,027863* ,881289 HEARING {4} ,644318 ,972531 ,027863* ,234895 WHEELCHA {5} ,951798 ,578184 ,881289 ,234895

  7. STAT. Średn. (case6_5.sta) OGÓLNA F(4,65)=2,86; p<,0301 MANOVA HANDICAP SCORE NONE 4,900000 AMPUTEE 4,428571 CRUTCHES 5,921429 HEARING 4,050000 WHEELCHA 5,342857

  8. Czy inwalidzi ruchu są odróżnialni? UKŁAD: 1 -czynnikowa ANOVA , efekty stałe ZALEŻNE: 1 zmienna : SCORE MIĘDZYGRP.: 1-HANDICAP( 3): AMPUTEE CRUTCHES WHEELCHA POWT.POM.: brak STAT. Zestawienie efektów; układ: (case6_5.sta) OGÓLNA 1-HANDICAP MANOVA df MS df MS Efekt Efekt Efekt Błąd Błąd F poziom p 1 2 7,931667 39 2,588883 3,063741 ,058098

  9. KOMBINACJE LINIOWE ŚREDNICH GRUPOWYCH Kontrasty:

  10. Estymatory: estymator g estymator odchylenia standardowego g

  11. Dwie skrajności NONE 0 AMPUTEE -1 CRUTCHES 1 HEARING -1 WHEELCHA 1 STAT. Porównanie zaplan. (case6_5.sta) OGÓLNA 1-HANDICAP MANOVA Jednow. Suma Średnia Test kwadr. df kwadrat F poziom p Efekt 27,1607 4 6,790179 2,546492 ,047629 Błąd 173,3214 65 2,666484

  12. Inwalidzi ruchu vs słuch HANDICAP c. 1 NONE 0 AMPUTEE 1 CRUTCHES 1 HEARING -1 WHEELCHA 1 STAT. Porównanie zaplan. (case6_5.sta) OGÓLNA 1-HANDICAP MANOVA Jednow. Suma Średnia Test kwadr. df kwadrat F poziom p Efekt 14,6438 1 14,64381 5,491806 ,022175 Błąd 173,3214 65 2,66648

  13. Procedury porównań wielokrotnych • parami LSD (NIR) • Tukeya (porównanie par) • Scheffego (dla rodziny przedziałów ufności dla kontrastów) • Bonferroniego (gdy dużo porównań, uniwersalna)

More Related