Sunum yükleniyor. Lütfen bekleyiniz

Sunum yükleniyor. Lütfen bekleyiniz

BAĞIMLI İKİDEN ÇOK GRUBUN KARŞILAŞTIRILMASINA İLİŞKİN HİPOTEZ TESTLERİ 1.TEKRARLI ÖLÇÜMLERDE TEK YÖNLÜ VARYANS ANALİZİ 2.FRIEDMAN TESTİ 3.COCHRAN Q TESTİ.

Benzer bir sunumlar


... konulu sunumlar: "BAĞIMLI İKİDEN ÇOK GRUBUN KARŞILAŞTIRILMASINA İLİŞKİN HİPOTEZ TESTLERİ 1.TEKRARLI ÖLÇÜMLERDE TEK YÖNLÜ VARYANS ANALİZİ 2.FRIEDMAN TESTİ 3.COCHRAN Q TESTİ."— Sunum transkripti:

1 BAĞIMLI İKİDEN ÇOK GRUBUN KARŞILAŞTIRILMASINA İLİŞKİN HİPOTEZ TESTLERİ 1.TEKRARLI ÖLÇÜMLERDE TEK YÖNLÜ VARYANS ANALİZİ 2.FRIEDMAN TESTİ 3.COCHRAN Q TESTİ

2 TEKRARLI ÖLÇÜMLERDE TEK YÖNLÜ VARYANS ANALİZİ

3 İki eş arasındaki farkın önemlilik testinin ikiden çok grup için genelleştirilmişidir Örnek 1. Kandaki şeker miktarını düşürmek için hazırlanan bir diyet programının etkinliğini ölçmek için şeker hastalarının diyetten önce, diyetin 1. Ayında ve diyetin 3. ayında kandaki şeker miktarlarının farklı olup olmadığınının araştırılmasında kullanılabilir.

4 Örnek 2. Ortodondi hastalarının yan kafa filmleri yardımıyla elde edilen SNA açısı ölçümlerinin 4 ölçücü tarafından benzer ölçülüp ölçülmediğinin incelenmesinde kullanılabilir. Örnek 3. Menopoza girmiş kadınların kemik densite ölçümlerinin 3 farklı yöntemle elde edilen sonuçları arasında fark olup olmadığının incelenmesinde kullanılabilir.

5 40 bireyin ateşi (alından) 30’ar dakika ara ile ölçülmüştür. Ölçümler farklı mıdır? Ho : Dört zaman diliminde yapılan ölçümler arasında fark yoktur.

6 ÖRNEK: Lise öğrencilerinin düzey belirleme sınavı öncesi durumluk kaygı düzeylerini belirlemek ve varolan kaygı düzeyini azaltmak amacıyla düzenlenen bir çalışmada, rasgele seçilen 25 lise 1. sınıf öğrencisi araştırma örneklemini oluşturuyor. Öğrencilerin ilk düzey belirleme sınavı öncesindeki durumluk kaygı düzeyleri belirlendikten sonra, gevşeme çalışması eğitimi veriliyor ve 2. ve 3. seviye belirleme sınavı öncesindeki kaygı düzeyleri tekrar ölçülüyor. Kaygı düzeyleri 20 maddelik durumluk kaygı ölçeği ile elde ediliyor.

7 Öğrenci İlk sınav Öncesi İkinci sınav Öncesi Üçüncü Sınav Öncesi 1 40 3734 2 52 5043 3 35 34 4 38 3532 5 45 4041 6 4237 7 41 4041 8 40 3732 9 44 4640.... 25 424134 Durumluk Kaygı Puanları

8 ZamanOrtalamaS. Sapman I. Sınav Öncesi 42,244,9225 II. Sınav Öncesi 41,804,9125 III. Sınav Öncesi 38,364,5725 Tanımlayıcı İstatistikler

9

10 Ho : Eğitim verilmeden önceki ve eğitim verildikten sonraki dönemlerde elde edilen durumluk kaygı puanları arasında fark yoktur. HİPOTEZLERİN BELİRLENMESİ H 1 : Eğitim verilmeden önceki ve eğitim verildikten sonraki dönemlerde elde edilen durumluk kaygı puanları arasında fark vardır. Karşılaştırma için F dağılımından yararlanılır. Hesapla bulunan F istatistiğinin elde edilmesinde kullanılan bilgiler bilgiler sıklıkla varyans analizi tablosunda özetlenir.

11 Durumluk kaygı örneği için Varyans Analizi Tablosu Değişim Kaynağı KTSdKOFP Dönemler Arası 436.42218.241.60.000 Denekler Arası 182.3247.6 Hata251.7485.2 Durumluk kaygı puanlarının dönemlere göre değişimi önemlidir (p<0.05). Hangi dönemler arasında fark olduğu ikişerli karşılaştırmalarla incelenmelidir.

12 FRIEDMAN TESTİ Tekrarlı ölçümlerde varyans analizinin varsayımları yerine gelmediğinde (özellikle denek sayısı az ve/ya da veriler sayımla belirtildiğinde ya da sıralama ölçeğinde olduğu durumlarda) kullanılır.

13 Örnek 1: 25 dönem V öğrencisine en çok istedikleri beş uzmanlık alanını (Genel cerrahi(GC), göz (G), kalp ve damar cerrahisi (KDC), beyin cerrahisi (BC) ve ortopedi (O)) en çok istedikleri alan 1, en az istedikleri alan 5 olacak şekilde sıralamaları isteniyor. Öğrencilerin cerrahi alan seçiminde belirgin bir eğilim var mıdır?

14 ÖğrenciGCGKDCBCO 124513 214325 334215............ 2525314 T E R C İ H

15 Yukarıdaki örnekte tercihler doğrudan sıralanmıştır. Ancak, veriler çoğu kez sıralanmamış olarak elde edilir. Bu durumda, verilerin her gözlem için sıralanması gerekir. İlgili örnek aşağıdadır. Örnek 2: Tekrarlı ölçümlerde tek yönlü varyans analizi için verilen örneğin 11 öğrenci üzerinde yapıldığını düşünelim. Bu durumda Friedman testi için hazırlık tablosu aşağıdaki gibi olacaktır.

16 Öğrenci İlk sınav Öncesi İkinci sınav Öncesi Üçüncü Sınav Öncesi R(1) Sıra no R(2)R(3) 140 3734321 252 5043321 335 342.5 1 438 3532321 545 4041312 6 4237231 741 40412.51 840 3732321 944 4640231 10 43413732 1 11 42 222

17 n: Satır sayısı k: Grup (sütun sayısı) R j : Her bir gruba (sütuna) ilişkin sıra numaraları toplamı Friedman testi için test istatistiği:

18 İstatistiksel karar için ki-kare ya da F dağılımından yararlanılabilir (F dağılımından yararlanılarak yapılan çözüme burada değinilmeyecektir). Gruplar arasında fark olması durumunda ikişerli karşılaştırmalar yapılır. İstatistiği seçilen yanılma düzeyinde k-1 serbestlik dereceli ki-kare dağılımı gösterir.

19 Örneğimiz için hipotez: Ho: Üç sınav öncesindeki durumluk kaygı puanları arasında fark yoktur (ya da durumluk kaygı puanları dönemlere göre değişmemiştir.) =11,105 P<0,05 Friedman test istatistiği:

20 COCHRAN Q TESTİ Cochran Q testi, McNemar bağımlı örneklerde ki-kare testinin ikiden çok grup için genelleştirilmişidir.

21 Örnek: Tıp fakültesi öğrencilerinin geleceğe yönelik kaygılarının yıllar içinde değişip değişmediğini incelemek amacıyla düzenlenen ve aynı öğrenciler üzerinde son 4 öğretim yılı süresince devam eden bir çalışmada öğrencilere geleceğe yönelik kaygılarının var olup olmadığı soruluyor ve yanıtlar; geleceğe yönelik kaygı var için 1, yok için 0 şeklinde kodlanıyor. Öğrencilerin geleceğe yönelik kaygılarının yıllar içinde değişip değişmediği Cochran Q testi ile araştırılabilir.

22 ÖğrenciIIIIIIIV 11000 21110 30111.......... 401000 Y I L L A R

23 Cochran Q istatistiği: C j : sütun toplamları R i : satır toplamları n: gözlem sayısı k: grup sayısı

24 Hesapla bulunan Q istatistiği seçilen alfa yanılma düzeyinde k-1 serbestlik dereceli ki- kare tablo istatistiği ile karşılaştırılır. Q HESAP > Q TABLO ise Ho Hipotezi reddedilir. İstatistiksel karar

25 Üç doktorun kiliniğe başvuran 10 bireye kişilere ilişkin yorumları; 1: hasta 0: hasta değil şeklinde kodlanmıştır. Örnek: Ho: Doktorların yorumları arasında fark yoktur H 1 : Doktorların yorumları arasında fark vardır

26 Kişi Doktor I Doktor II Doktor III RiRi 11012 21001 31113 40000 51012 61012 71113 81001 91113 101001 CjCj 93618 Q HESAP = 9 >  2 (2,0.05) =5.991 p<0.05 H 0 reddedilir. Fark önemli olduğu için ikişerli karşılaştırmalar McNemar testi ile yapılabilir.


"BAĞIMLI İKİDEN ÇOK GRUBUN KARŞILAŞTIRILMASINA İLİŞKİN HİPOTEZ TESTLERİ 1.TEKRARLI ÖLÇÜMLERDE TEK YÖNLÜ VARYANS ANALİZİ 2.FRIEDMAN TESTİ 3.COCHRAN Q TESTİ." indir ppt

Benzer bir sunumlar


Google Reklamları