NUMUNE DAĞILIMI – SPSS Ödevi Yaptırma – SPSS Analizi Yaptırma Fiyatları – SPSS Örnekleri – Ücretli SPSS Analizi Yaptırma – SPSS Analizi Yaptırma Ücretleri
POST HOC TESTLERİN KISA TARİHÇESİ
Kirk (1995), profesyonel literatürde sunulan otuz civarında post hoc test olduğunu tahmin etmiştir. Bu post hoc prosedürlerin her biri, çok saygın bazı istatistikçilerin onayını almıştır ve araştırma ve istatistik derslerinin eğitmenleri, hemen hemen her zaman, bir veya iki tanesini diğerlerinin çoğuna göre farklı tercihlere sahiptir.
Genel olarak konuşursak, bu kitapta ele alınan diğer konuların çoğundan daha fazla post hoc testlerin kullanılması gerektiği konusunda daha fazla fikir ayrılığı var gibi görünüyor. Jaccard, Becker ve Wood (1984), Kirk (1995), Klockars ve Sax (1986) ve Toothaker (1993) bu konunun mükemmel ve biraz ayrıntılı tedavilerini sunmaktadır.
Bu post hoc testlerden birkaçı, ANOVA’nın popüler hale geldiği 1930’lara tarihlenebilir. Bu testlerin bir başka gelişme dalgası 1950’lerde meydana geldi. Oehlert (2000), aşağıda alıntıladığımız bu tarihin kısa bir özetini sunmaktadır; testlerin isimleri size tanıdık gelmiyorsa endişelenmeyin; bahsettiği (ve daha fazlasını) bu çalışmanın mevcut bölümünde ele alacağız.
İlk çoklu karşılaştırma tekniği Fisher (1935) tarafından önerilen LSD gibi görünüyor, bir sonraki öneri Newman (1939) tarafından SNK (ancak bu şekilde etiketlenmemiş) idi. Daha sonra çoklu karşılaştırmalar, fikir patlaması olan 1950’lere kadar uykuda kaldı: Duncan’ın çoklu aralık prosedürü, Tukey’nin HSD’si, Scheffe ́’nin tüm zıtlıklar yöntemi, Dunnett’in yöntemi (Dunnett, 1955) ve SNK için başka bir öneri.
Giriş hızı daha sonra tekrar yavaşladı. REGW prosedürleri 1960’da ortaya çıktı ve 1970’ler boyunca gelişti.
Post hoc testleri tedavi etmedeki hedeflerimiz aşağıdaki gibidir:
- r Size testlerin bir listesini ve açıklamasını sağlamak için.
- r Size bunların altında yatan dağılımlar hakkında çok genel bir fikir vermek için
post hoc testleri.
- r Size potansiyel olarak yararlı bazı yönergeler ve öneriler sağlamak için
seçimlerinizi yaparken düzeltmeler.
- r Seçilen bir post hoc testte elle hesaplamayı göstermek için.
- r Bir post hoc analizini nasıl gerçekleştireceğinizi ve yorumlayacağınızı size göstermek için
SPSS ve SAS.
Titck Genelge
Tıbbi Cihaz Teknik Servis YÖNETMELİĞİ
Kontroletabi TİTCK gov tr
Kontrole Tabi ilaçlar HAKKINDA YÖNETMELİK
Tıbbi Cihaz mevzuatı
Favimol Fiyat ne kadar
Tıbbi Cihaz Tebliği
Reçete mevzuatı
SONRAKİ HOC TESTLERİNİN ALTINDAKİ NUMUNE DAĞILIMI
Bu post hoc prosedürlerdeki farklılıkları sınıflandırmanın bir yolu, kullandıkları test istatistiklerinin türü ve örnekleme dağılımlarıdır. Bu prosedürler genellikle şu dört kategoriden birine girer: Student t dağılımı, Studentized aralık dağılımı, Studentized maksimum modül dağılımı ve F dağılımıdır.
Öğrencinin t Dağılımı
İki aracı karşılaştırmak için bir t testi veya bunun bir varyasyonunu kullanmak mümkündür. A posteriori post hoc bağlamında, bu test tüm araç çiftlerine uygulanacaktır. Bu nedenle, tasarımdaki beş grup aracıyla on ayrı t testi gerçekleştireceğiz. Fisher (1935) tarafından tanıtılan Fisher’in en küçük anlamlı fark (LSD) prosedürü, bu testleri alfa şişirme için düzeltme olmadan gerçekleştirir.
Birçok yazar (örneğin, Keppel, 1991), bu Tip I hata koruması eksikliğinden dolayı, LSD prosedürünün en iyi şekilde sadece birkaç planlı karşılaştırma için ayrılabileceğini öne sürmektedir; aksi takdirde, alfa enflasyonu bazı yanlış pozitif karar hatalarının yapılmasına neden olabilir. Bununla birlikte, kullanımını destekleyen başka araştırmacılar da var.
Sürekliliğin diğer ucunda, Bonferroni testi (bazen Dunn testi olarak anılır) iyi ancak nispeten muhafazakar bir post hoc testi olarak kabul edilir. İkili karşılaştırmalar bir t testi ile yapılır, ancak istatistiksel anlamlılık, yapılan çoklu karşılaştırmaların sayısına bölünen .05’lik bir alfa seviyesi kullanılarak değerlendirilir. Örneğin üç karşılaştırma ile etkin alfa seviyesi .0167’dir (.05 ÷ 3 = .0167).
Bu testin bir varyasyonu, testi biraz daha güçlü (liberal) yapmak için Sida ́k(1967) tarafından geliştirildi, ancak Sida ́k’nin varyasyonu bile hala biraz tutucudur ve Bonferroni prosedürü kullanılarak elde edilen değerlere çok yakın düzeltilmiş alfa seviyeleri verir. Sida ́ k prosedüründe, düzeltilmiş alfa seviyesi, [1 − (1 − .05)] ifadesinin 1/j kuvvetine yükseltilmesiyle hesaplanır; burada j, yapılan karşılaştırmaların sayısıdır.
Öğrencileştirilmiş Menzil Dağılımı
Öğrencileştirilmiş aralık dağılımının kökenleri Gosset’in çalışmasına dayanmaktadır, ancak bazılarının adları bu türde bir post hoc testle ilişkilendirilen diğer istatistikçiler de bu dağıtımla çalışmışlardır. Basitleştirilmiş biçimde, belirli bir alfa düzeyinde istatistiksel anlamlılığa ulaşmak için ne kadar bir ortalama farka ihtiyaç duyulacağını belirlemek mümkündür. Bu belirlemenin anahtarı, daha sonra gerekli ortalama farkı bulmak için basit bir formülde kullanılabilen, Öğrencileştirilmiş aralık istatistiği olan q olarak bilinen bir ara istatistik elde etmektir.
Kullanmanız gereken q değeri tablo şeklinde kaydedilmiştir ve iki parametreye bağlıdır. Bir parametre, en düşükten en yükseğe sıralandıklarında ortalama aralığı olan r’dir. Beş grupla, r = 5. İkinci parametre, çok yönlü ANOVA’dan grup içi varyans kaynağıyla ilişkili serbestlik derecesidir. Öğrencileştirilmiş aralık istatistik tablosunda bu iki parametrenin koordinatını bulun, alfa seviyenizi belirleyin ve q değerinizi seçin.
q değeri ayrıca ANOVA özet tablosundan ve ortalamaların değerlerinin bilgisinden doğrudan hesaplanabilir. Hays (1981) aşağıdaki formülü verir.
Yukarıdaki formülde, Y En Büyük ve Y En Küçük, sırasıyla en büyük ve en küçük ortalamanın değerleridir, MSS/A, ANOVA özet tablosundan grup içi ortalama karedir ve n, her grubun boyutudur (eşit grup varsayılarak boyutlar); Eşit olmayan grup boyutlarıyla Hays (1981), grupların harmonik (ağırlıklı) ortalamasını kullanmayı önerir.
Kritik değerinizi bulmak için – ortalamaların önemli ölçüde farklı olduğunu iddia etmek için gereken ortalama fark – nispeten basit üç hesaplama yaparsınız.
- r Grup içi ortalama kareyi (ANOVA özet tablosundan) n’ye bölün, grup büyüklükleri eşitse grupların büyüklüğü; eşit olmayan grup boyutlarıyla, grup boyutlarının harmonik ortalamasını kullanın.
- r Bu miktarın karekökünü alın.
- r Kritik farkı elde etmek için sonucu q ile çarpın ( alfa seviyenizde istatistiksel önem veren ortalamalar arasındaki minimum fark).
Bu temel yaklaşım çeşitli varyasyonlara yol açmıştır. Örneğin Tukey Dürüstçe Önemli Fark (HSD) testi, hesaplanan kritik farkı tüm ortalama çiftlerine uygular. Öte yandan, Student–Newman–Keuls (S–N–K) prosedürü, yukarıdaki kritik farkı en farklı ortalama çiftine uygular.
Bu fark anlamlıysa, bir sonraki en düşük (veya en yüksek) ortalama ile ondan en farklı olanı arasındaki farka bakmak için aşağı iner. Aralık parametresi olan r’nin değeri 1 azaltılır (çalışma zamanı örneğimizde, r’nin orijinal değeri 5’ti; şimdi 4 olacaktı) ve süreç yeniden hesaplandı. Bu varyasyon, Tip I hataya karşı iyi bir koruma sağlamaz ve bazı yazarlar bu nedenle S–N–K prosedürünün kullanılmasını önermemektedir.