wali Kratka! i Walii1'
>1• Ptty większych wartościach k , s, n,,r/ przybliżeniem chi-kwadrat. Zc względu na wygodę doknnw
zapisywać w następującej postaci:
//
12
/V(;V
U1©-
gd/ic R, jesi sumą rang z A-lej grapy.
Gdy mamy do czynienia z pomiarami wiązanymi, przyjęte im średniej z. rang. jakie otrzymałyby, gdyby mc były wią/jnc. \S ' ‘Ct
następnie przez
I -
I7
N} - N gdzie 7 = r' - t. a t jest liczbą pomiarów w zbiorze Wielkość H ,
pomiary wiązane wynosi:
H =
MA'
3(łV + I)
, . _2L
/VJ - AA
ma
Poprawka na pomiary wiązane zwiększa wartość //.
Poniżej przedstawiamy przykładowe dane dla trzech prób
Grupa 1 |
3 |
7 |
II |
16 |
22 |
29 |
31 |
36 |
Grupa II |
3 |
4 |
7 |
18 |
19 |
32 | ||
Grupj III |
22 |
38 |
46 |
47 |
47 |
50 |
53 |
54 56 |
W przykładzie tym W, « 8. N2 - 6. Ny = 0, a N = 8 + 6 ♦ 9 = 2 3 Vw,v, . pomiary rangujemy. otrzymując:
Grupa 1 |
1.5 |
4.5 |
6 |
7 |
10.5 |
12 |
Grupj II |
ij |
3 |
4.5 |
8 |
9 |
14 |
Grupj III |
10.5 |
16 |
17 |
18.5 |
18.5 |
20 |
13
15
22 23
Obliczamy następnie sumy rang: A?, = 69.5. At; = -10. Af, = 166,5 Z\wwr>.. gę. zc mamy tu cztery zbiory pomiarów wiązanych, każdy obejmując) u. .; - . ry. 7 = 2 ' - 2 = 6. Dla tych czterech zbiorów 17 = 24. Wartom // .c równa;
H
2—rPfi + & ♦ - mu • u
4 l)\ 8 6 9 /
23(23 + l)\
1 -_Ji_
23J - 23
= \m-
w pr/yUarfrie lym wpływ
____ i mmliii Wiilmiu nr.il>K.
; „k/ytu)cmy. łr M ' _/f*** * **> *
*f> odrnioC h.|»*'c * («*> * („d**,, FW*U W'*“
KwUa-W.Hu. nu drt.>TO^ -,n^J^!
porów** i inlcm f JU pn* iwm«1>>u1 pro ' M *
S£* fw * - a i— «->, £. .u,:.
22.8. Test rang dla k prób skorelowanych (test rang Friedmana)
Tciicm rang dla * prób skorelowanych jest tcM rang Fnedmana .1937) Dar* « ,u zbiorem i pomiarów dokonanych w prób* bcząoj A element™. i>jnc ^ wyttftN w licznych eksperymentach * których osot* badane pnddau** m Kajaniu w wiciu różnych rodzajach wanmków eksperymentalnych Odpowiedn.m kScm parametrycznym jest tu analiza wanancp przy ld^yfikacp dwuoyrmiktmej* gdzie dla każdej osoby z próby pomiary dokonywane M w wiccejruz d*ód* rodzajach warunków eksperymenialnych Jeśli są podstawy. h> przypoizc/a, ze dane mc spełniają zało/en lezących u podstaw analizy wariancji. m.»zna yotkurtt się metoda rang Fnedmana
Dane uporządkowane są w tabeli o S wierszach i 4 kolumnach Wiersze odpowiadają osobom badanym lub grupom, a kolumny warunkom eksperymentalnym. Tabela 22.2 przedstawia takie uporządkowanie danych dla omiuu osób badanych i czterech rodzajów warunków eksperymentalnych Pomiary w wierszach są ułożone w sposób przedstawiony w tabeli 22.3. Na przykład cztery pomiary w górnym rzędzie to 4. 5. 9 i 3. Zostały one zastąpione rangami 2, 3. 4 i I. Rangi z poszczególnych kolumn zostały zsumowane. Jeżeli próby pochodzą z tej samej populacji, rangi w każdej kolumnie stanowią losowy układ liczb l. 2, 3 i 4. W takiej sytuacji sumy rang / kolumn są bardzo do siebie zbliżone lub takie same. Jeśli jednak sumy te różnią się między sobą znacznie, można odrzucie hipotezę. ie próby pt^hodzą z tej samej populacji.
Tybetu 22.2. Materia! odtworzony po czterech odstępach w c/asic przez
ośmiu osób badanych
Odstęp |
■■ i | |||
O«oba |
1 |
II |
III |
IV |
1 |
4 |
5 |
9 |
3 |
> |
8 |
9 |
14 |
7 |
3 |
7 |
13 |
14 |
6 |
4 |
tb |
12 |
14 |
10 |
5 |
•y |
4 |
7 |
6 |
6 |
I |
4 |
5 |
3 |
7 |
2 |
6 |
7 |
9 |
8 |
i |
7 |
8 |
1 9 |
• 7. n * l (przyp red nauk. »
465
W języku polskim: A Jawwowyka. M. Michalaka. ip, o/., ubdj L.> iv2 iv.' ifrnr