MIĘDZYGRP.: 1-HANDICAP( 5): NONE AMPUTEE CRUTCHES HEARING WHEELCHA POWT.POM.: brak
description
Transcript of MIĘDZYGRP.: 1-HANDICAP( 5): NONE AMPUTEE CRUTCHES HEARING WHEELCHA POWT.POM.: brak
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 ,951130STAT. 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*
ANALIZA WARIANCJI
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
jj
jjj
p n
sn
s1
1 2
Tu: 633,1ps
JEDNOCZESNE PRZEDZIAŁY UFNOŚCI
Nierówność Bonferroniego
*111
1
kIP
IPIP
jj
jjj
jjj
Trzeba więc indywidualne przedziały skonstruować na poziomie
k
*
PRZEDZIAŁY UFNOŚCI NA POZIOMIE 0,95
0
1
2
3
4
5
6
2,50 3,00 3,50 4,00 4,50 5,00 5,50 6,00 6,50 7,00 7,50
SCORE
NONE
AMP
CRU
HEAR
WHEEL
Tutaj jest 10 par,więc szukamy przedziałów na poziomie
1-0,05/10=0,995
Dokładność jednoczesnych przedziałów ufności
SEMd *
Zależy od metody
Zależy od odchylenia i
liczby obserwacji
Procedura Tukeya
(Honest Significant Difference):
1** minmax,
minmax,
SEMXXPSEMXXP
cXXcXX
jiji
jiji
Kwantyl rozkładu studentyzowanego rozstępu z k i n-
k s.s
Dla nierównych liczności podziel przez 20,5
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 5,921429 4,050000 5,342857 NONE {1} ,940056 ,468702 ,644318 ,951798 AMPUTEE {2} ,940056 ,123354 ,972531 ,578184 CRUTCHES {3} ,468702 ,123354 ,027863* ,881289 HEARING {4} {4} ,644318 ,972531 ,027863* ,234895 WHEELCHA {5} ,951798 ,578184 ,881289 ,234895
Tu
6172,014
1
14
1633,1 ji XXSE
Kwantyl (i dokładność) studentyzowanego rozstępu wynosi
735,18107,2*6172,08107,295,065,5 dq
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
HEARING 4,050 * AMPUTEE 4,429 * *
NONE 4,900 * * WHEELCHA 5,343 * * CRUTCHES 5,921 *
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
Czy inwalidzi ruchu są odróżnialni?
KOMBINACJE LINIOWE ŚREDNICH GRUPOWYCH
iiC
Kontrasty:
0 iC
Estymatory:
ii XCg estymator g
i
i
n
CgSD
2
estymator odchylenia
standardowego g
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
Dwie skrajności
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
Inwalidzi ruchu vs słuch
Procedury porównań wielokrotnych
• parami LSD (NIR)
• Tukeya (porównanie par)
• Scheffego (dla rodziny przedziałów ufności dla kontrastów)
• Bonferroniego (gdy dużo porównań, uniwersalna)