Capture203

[5 - 3321.75 - 2835.5,, ^

rf^t* tt&* {tri itn-|ir».*v\

= 3367.00 - 2850.25 - 2842.25 - 3321.75 . 2 * 'xu

1.

Całkowita X X •'»- “    ⁼ 5367,(8) - 2835.56    51,^

\ il-U KT GŁÓWNY)

P* j“*^^W,"^r/""^C * ^Ukl H>«6h. « 1 J/DliU p,_r._1>K_    _

,«A«* odpowuJMi giupy po „ »*,

„muo h*^ “"*5 w kolcjn.^, a, 4*. a a

|_M|tjm)łci grupę o dowolnej iBMbnoki n    ⁿ '    “> “"*»

Podstawowe terminy i pojęcia

Tabele analizy wariancji dla danych z tabeli 19.12 sunou. _llh{ czba stopni swobody związana / wierszami (osoba badana), kolumn —-; ora/ czynnikiem A jest jednakowa i wynosi A-l. w t_{ym pr/>k}|',

Liczba stopni swobody /wiązana /. reszto W ą sumą kwadratów _u-\

- 2). w tym przykładzie (4 - 1 )(4 — 2) = 6. Model, n.i którymi'- I zastosowanie analizy wariancji, zakłada zero interakcji między (rżeń Jeśli okazuje się to prawdą, to poprawnym składnikiem błędu d„ h ^u stkich trzech efektów jest oszacowanie wariancji resztowej. Pu p_T/y^ delu w tym eksperymencie stwierdzamy, ze efekty związane z c.^ b , . ’ z kolejnością są nieistotne, natomiast efekt czynnika /\ jest istotny _Pl poziomie.

Tabela 19.13. Tabela analizy wariancji danych z uhcli 19.12

Źródło /micnnoici	Suma kwadratów	Liczba \|opni swobody	średni kwadra
Wierne (osoby)	14.69	3	4.90 » fj
Kolumny (kolcjniKC)	6.69	3	2.23 ■ i*
A (cfekl główny)	486,19	3	16206 *
RcvMj	23.87	6	ID* taŁ- 1
Całkowita	531.44	15
' 2 F, = 4- = 1.23 F* * -f = 40.72 /		'„ = 4 = 0.56

Według Mycrsa (1979). jeżeli interakcje nie są zerowe, lo w u ć .

F będzie wykazywał obciążenie negatywne i będzie prowadził dc zbyt r.; odrzuceń hipotezy zerowej. Przy testowaniu różnic między osobami badc ciążenie to ma niewielkie znaczenie, ponieważ różnice takie /a/wyc/a . sują badacza. Jeżeli interakcja między C (kolejność) i A (efekt główny I zerowa, wpływa to obciązająco na wartość statystyki F dla efektów C \ ' a I wiście w wielu eksperymentach nie ma podstaw, b> z. góry podejrzę*.-, interakcji między efektami C i/ł.

Omówiony tu przykład jest bardzo prostym przykładem planu ».wj2rc. * skiego z pomiarami powtarzanymi. Powszechnie stosowanym >P'^4v’^s'-'

------•.......^. •-    JW*urao>«i Umrdbttor    ,

pfaftĘmauuftmtnis)    ^f ' ^J*^rt'

a5pcOT^nen» dwuczynmkfiv.;, , pomuram. pr»ur/ammi <r»r,/W    _lri. „

ptattił mea\ur<mf.ntii

Ei5pcr>n«nt jednoc/.yrouk..*;. z pomiarami powtarzanymi » obrtf* ****„, _    ,

(twthfador exprnmrnl with rrfKuHd    _ljnr ‘    *    ’

$ytndria złożona (compound tymmetnt Epwl^¹-^t

plan * blokach zrundonu/ou anych Uiwd»mi:td błock den pil Plan i czynnikami zagnieżdżonymi (rtciud foelor deu/nt plan kwadratu łacińskiego (lotin $ąuar< design)

Zadania

1. W pewnym eksperymencie z udziałem 12 osób badanych w 3 rodzajach warunków eksperymentalnych otrzymano następujące pomiary

Warunki

Ok*)	c.	Ci	Ci
1	8	7	15
2	19	14	20
3	7	9	6
4	23	20	18
5	14	26	12
6	6	14	15
7	5	9	20
8	22	25	20
9	II	15	16
10	4	12	8
II	13	18	20
12	8	6	28
T	140	175	198
X,	11.67	14.58	16 <0

Oblicz sumy kwadratów i średnie kwadraty. Zbadjj średnie t kolumn przy założeniu, że warunki eksperymentalne są zmienną stalą.

2. W pewnym eksperymencie z pomiarami powtarzanymi zbadano 4 osoby badane w 4 zestawach warunków eksperymentalnych:

403

402