ANALIZA WARIANCJI

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 ,951130

STAT. 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

 

 











j

j j

j j

p n

s n

s 1

1 ²

Tu: s_p 1,633

JEDNOCZESNE PRZEDZIAŁY UFNOŚCI

Nierówność Bonferroniego

   

 

  ^{1 1}

1

1























 





 

 



 





 

 

 ^{P I k}

I P

I P

j j

j

j j

j

j

j





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 SE

M d  *

Zależy od metody

Zależy od odchylenia i

liczby obserwacji Procedura Tukeya

(Honest Significant Difference):





 







  











1

*

* _{max min}

,

min , max

SE M

X X

P SE

M X

X P

c X

X c

X X

j i

j i

j j i

i



Kwantyl rozkładu studentyzowaneg o rozstępu z k i n-

k s.s

Dla nierównych liczności podziel przez 2^0,5

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

 

14 1 14

633 1 ,

1  



 _j

i X

X SE

Kwantyl (i dokładność) studentyzowanego rozstępu wynosi





65 ,

5   d  

q

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 HEARING 4,050 5,342857 *

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

i

Ci

 ^



Kontrasty:

 0



Estymatory:

i

i

X

C

g ^ 

  ^ 

i i

n g C

SD



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)