przewodnikPoPakiecieR3

przewodnikPoPakiecieR3



218 Wybrane procedury statystyczni!


Wspomniane problemy to np. paradoks Simpeona, w którym nieuwzględnienie jednej zmiennej zmienia znacząco wyniki zależności dla pozostałych zmiennych.


oparta na teście x'ź< w której zaniedbaliśmy się informacje o różnej częstości występu, wania poziomów zmiennych wzrost i charakter w podpopulacjach określonych przez zmienną pleć. W tym przykładzie badamy zależność pomiędzy charakterem a wzrostem dla przebadanych 121 kobiet i 121 mężczyzn. Wykonaliśmy analizę z użyciem testu y2, którego wyniki wskazują na silną zależność pomiędzy wzrostem a poziomem agresji. Jeżeli jednak przyjrzeć się osobno populacji męskiej i żeńskiej, to w każdej z tych populacji obie cechy występują niezależnie. Wykonując test Cochrana-Mantela-Haenszela z podziałem na podpopulacje określone przez płeć otrzymujemy p-wartość równą 1, czyli brak jakichkolwiek przesłanek o zależności pomiędzy wzro- ■ steiu a poziomem agresji. To wniosek zupełnie przeciwny wnioskowi wyciągniętego z testu x2 Pearsoua dla dwóch zmiennych.


>    # tablica kontyngencji dla trzech zmiennych

>    tab

, , piec « kobieta wzrost

charakter niski/a wysoki/a lagodny/a    100    10

agresywny/a    10    1

, , piec = raezczyzna wzrost

charakter niski/a wysoki/a lagodny/a    1    10

agresywny/a    10    100


>    U tak u/ygląda ta tablica, gdy zaniedbamy informacje o pici

>    (laczna = apply(tab,c(l,2),sum))

wzrost

charakter niski/a wysoki/a lagodny/a    101    20

agresywny/a    20    101


>    # test chi~2, do weryfikacji hipotezy o zależności pomiędzy wzrostem

charakterem

>    chisq.test(laczna)


Pearson'8 Chi-squared test with Yates’ continuity correction


data: laczna

X-squared * 106, df = 1, p-value < 2.2e-16


>    # test Cochrana-Mantela-Haenszela, do weryfikacji tej samej hipotezy

>    mantelhaen.test(tab)


Mantel-Haenszel ehi-squared test without continuity correction


data:    tab

Mantel-Haenszel X-squared ■ 0, df = 1, p-value * 1 alternative hypothesis: true common odds ratio is not equal to 1 95 percent confidence interval:

0.218 4.593


li i


mz


?•


/ Różnice pomiędzy wynikami dwócli wykonanych powyżej testów wynikały z zaniedbania informacji o różnicach pomiędzy podpulacjami kobiet i mężczyzn. W tej sytuacji do analizy powinien zostać wybrany tost Cochtóna-Mantela-Haenszcla. Testu x1 2 możemy użyć jeżeli analizę przeprowadzimy osobno dla kobiet i osobno dla mężczyzn.

3.5.5.4 Współczynnik zgodności k

naukach społecznych (ale nie tylko) często wykorzystywanym współczynnikiem do pomiaru siły zgodności pomiędzy dwoma zmiennymi jakościowymi jest współczynnik K Cohena. Najczęściej tymi zmiennymi jakościowymi są oceny dwóch różnych i oceniających w skali k uporządkowanych ocen. Ten współczynnik (oraz wiele jego ■ odmian, takich jak k Lighta oraz ważony k) jest zaimplementowany w pakietach irr i psy. Lista funkcji, które umożliwiają wyznaczenie tego współczynnika znajduje się w tabeli 3.17. Niektóre z nich poza samą wartością współczynnika wyznaczają również p-wartość dla hipotezy zerowej o braku zgodności pomiędzy tymi ocenami, a więc p-wartość dla hipotezy zerowej postaci:

Ho : k — 0.

Właśnie przez takiej przykłady pomiędzy

studentami kr.-łżą 1 plotki, żc oceny ze 1 statystyki sa zupełnie losowe. ]


Poniżej przedstawiamy przykładowe wywołanie funkcji kappa2(irr) w badaniu zgodności pomiędzy ocenami dwóch oceniających. W tym przypadku współczynnik k jest bliski 0. Test istotności tego współczynnika pozwala przypuszczać, że nie ma istotnych zależności pomiędzy wystawionymi ocenami.

>    tt losujemy oceny w skali od 2 do S

>    ocenal = factor(2 + trunefrunif(100)*41)

>    ocena2 = factor(2 + trunc(runif(100)*4))

>    t> zobaczmy jak wygląda tabela kontyngencji dla tych ocen

>    table(ocenal, ocena2)

ocena2

ocenal

2

3

4

5

% 2

4

8

7

9

3

2

6

3

8

4

6

6

5

6

5

7

5

5

13


>    tt oceny są niezależne, więc zgodność jest bardzo niska

>    kappa2(cbind(ocenal,ocena2))

. Cohen’s Kappa for 2 Raters (Weights: unweighted)

Subjects = 100

Raters - 2    ■

Kappa = 0.0339 •

z - 0.592 p-value * 0.554

1

Wybierając funkcję do badania zgodności ocen należy określić, czy oceny są

2

w skali porządkowej. Dla skal, dla których można określić porządek pomiędzy poziomami, np. o poziomach Słabo, Średnio, Dobrze, Bardzo Dobrze różnica w pomiędzy ocenami Dobrze i Bardzo Dobrze powinna być traktowana inaczej niż różnica


Wyszukiwarka

Podobne podstrony:
przewodnikPoPakiecieR3 198. Wybrane procedury statystyczno3.5 Testowanie Testowanie to bardzo ważny
przewodnikPoPakiecieR 3 I 178 Wybrane procedury statystyczno W powyższym przykładzie wygląda na to,
przewodnikPoPakiecieR 3 I 178 Wybrane procedury statystyczno W powyższym przykładzie wygląda na to,
przewodnikPoPakiecieR 3 I 178 Wybrane procedury statystyczno W powyższym przykładzie wygląda na to,
przewodnikPoPakiecieR 9 190 Wybrane procedury statystyczne Evelyn Hall: ( wotlld like to know how (i
przewodnikPoPakiecieR4 140 Wybrane procedury statystyczne >    U ustawiamy ziarno
przewodnikPoPakiecieR 1 I m 174 Wybrane procedury statystyczne. P So good «dvice here is: Bewarc
75190 przewodnikPoPakiecieR 1 I m 174 Wybrane procedury statystyczne. P So good «dvice here is: B
przewodnikPoPakiecieR7 166 Wybrane procedury statystyczne mezczyzna piec Niepowodzenia Rysunek 3.23
przewodnikPoPakiecieR7 126 Wybrane procedury statystyczne Statystyki opisowe127 Tabela 3.1: Statyst
przewodnikPoPakiecieR8 128 Wybrane procedury statystyczne 128 Wybrane procedury statystyczne 3.1.1.
przewodnikPoPakiecieR9 130 Wybrane procedury statystyczne Histogram zmiennej wiek Histogram zmienne
przewodnikPoPakiecieR1 134 Wybrane procedury statystyczne Domyślnie, przedział ufności dla med

więcej podobnych podstron