Если у вас возникли сложности с курсовой, контрольной, дипломной, рефератом, отчетом по практике, научно-исследовательской и любой другой работой - мы готовы помочь.
Предоплата всего
Подписываем
Лекция№ 15-16
ГЛАВА 6
МНОГОФУНКЦИОНАЛЬНЫЕ СТАТИСТИЧЕСКИЕ КРИТЕРИИ
5.1. Понятие многофункциональных критериев
Многофункциональные статистические критерии - это критерии, которые могут использоваться по отношению к самым разнообразным | данным, выборкам и задачам.
Это означает, что данные могут быть представлены в любой шкале, начиная от номинативной (шкалы наименований).
Это означает также, что выборки могут быть как независимыми, так и "связанными", то есть мы можем с помощью многофункциональных критериев сравнивать и разные выборки испытуемых, и показатели одной и той же выборки, измеренные в разных условиях. Нижние границы вы борок - 5 наблюдений, но возможно применение критериев и по отноше нию к выборкам с п=2, с некоторыми оговорками (см. разделы "Ограничения критерия φ*" и "Ограничения биномиального критерия m”)
Верхняя граница выборок задана только в биномиальном критерии - 50 человек. В критерии φ* Фишера верхней границы не существует - выборки могут быть сколь угодно большими.
Многофункциональные критерии позволяют решать задачи сопос тавления уровней исследуемого признака, сдвигов в значениях исследуемого признака и сравнения распределений.
К числу многофункциональных критериев в полной мере относится критерий φ* Фишера (угловое преобразование Фишера) и, с неко торыми оговорками - биномиальный критерий m.
Многофункциональные критерии построены на сопоставлении до лей, выраженных в долях единицы или в процентах. Суть критериев [состоит в определении того, какая доля наблюдений (реакций, выборов, испытуемых) в данной выборке характеризуется интересующим иссле дователя эффектом и какая доля этим эффектом не характеризуется.
Таким эффектом может быть:
a) определенное значение качественно определяемого признака - на пример, выражение согласия с каким-либо предложением; выбор правой дорожки из двух симметричных дорожек; отнесенность к опреде ленному полу; присутствие фигуры отца в раннем воспоминании и др.
б) определенный уровень количественно измеряемого признака, напри мер, получение оценки, превосходящей проходной балл; решение за дачи менее чем за 20 сек; факт работы в команде, по численности превышающей 4-х человек; выбор дистанции в разговоре, превы шающей 50 см, и др.
в) определенное соотношение значений или уровней исследуемого при знака, например, более частый выбор альтернатив А и Б по сравне нию с альтернативами В и Г; преимущественное проявление крайних значений признака, как самых высоких, так и самых низких; преоб ладание положительных сдвигов над отрицательными и др.
Итак, путем сведения любых данных к альтернативной шкале "Есть эффект - нет аффекта" многофункциональные критерии позволя ют решать все три задачи сопоставлений - сравнения "уровней", оценки "сдвигов" и сравнения распределений.
Критерий φ* применяется в тех случаях, когда обследованы две выборки испытуемых, биномиальный критерий m - в тех случаях, когда обследована лишь одна выборка испытуемых. Правила выбора одного из этих критериев отражены в Алгоритме 19.
5.2. Критерий φ* — угловое преобразование Фишера
Данный метод описан во многих руководствах (Плохинский Н.А., 1970; Гублер Е.В., 1978; Ивантер Э.В., Коросов А.В., 1992 и др.) Настоящее описание опирается на тот вариант метода, который был разработан и изложен Е.В. Гублером.
Назначение критерия φ*
Критерий Фишера предназначен для сопоставления двух выборок по частоте встречаемости интересующего исследователя эффекта.
Описание критерия
Критерий оценивает достоверность различий между процентными долями двух выборок, в которых зарегистрирован интересующий нас эффект.
Суть углового преобразования Фишера состоит в переводе процент ных долей в величины центрального угла , который измеряется в радианах . Большей процентной доле будет соответствовать больший угол ф, а меньшей доле - меньший угол, но соотношения здесь не линейные:
где Р - процентная доля, выраженная в долях единицы (см. Рис. 5.1).
При увеличении расхождения между углами φ1 и φ2 и увеличе ния численности выборок значение критерия возрастает. Чем больше величина φ* , тем более вероятно, что различия достоверны.
Гипотезы
H0: Доля лиц, у которых проявляется исследуемый эффект, в выборке 1 не больше, чем в выборке 2.
H1: Доля лиц, у которых проявляется исследуемый эффект, в выборке 1 больше, чем в выборке 2.
Графическое представление критерия φ*
Метод углового преобразования несколько более абстрактен, чем остальные критерии.
Формула, которой придерживается Е. В. Гублер при подсчете значений φ, предполагает, что 100% составляют угол φ=3,142, то есть округленную величину π=3,14159... Это позволяет нам представить со поставляемые выборки в виде двух полукругов, каждый из которых символизирует 100% численности своей выборки. Процентные доли испытуемых с "эффектом" будут представлены как секторы, образован ные центральными углами φ. На Рис. 5.2 представлены два полукруга, иллюстрирующие Пример 1. В первой выборке 60% испытуемых ре шили задачу. Этой процентной доле соответствует угол φ=1,772. Во второй выборке 40% испытуемых решили задачу. Этой процентной доле соответствует угол φ =1,369.
Критерий φ* позволяет определить, действительно ли один из углов статистически достоверно превосходит другой при данных объе мах выборок.
Ограничения критерия φ*
1. Ни одна из сопоставляемых долей не должна быть равной нулю. Формально нет препятствий для применения метода φ в случаях, когда доля наблюдений в одной из выборок равна 0. Однако в этих случаях результат может оказаться неоправданно завышенным (Гублер Е.В., 1978, с. 86).
2. Верхний предел в критерии φ отсутствует - выборки могут быть сколь угодно большими.
Нижний предел - 2 наблюдения в одной из выборок. Однако должны соблюдаться следующие соотношения в численности двух выборок:
а) если в одной выборке всего 2 наблюдения, то во второй должно быть не менее 30:
б) если в одной из выборок всего 3 наблюдения, то во второй должно быть не менее 7:
в) если в одной из выборок всего 4 наблюдения, то во второй должно быть не менее 5:
г) при n1,n2≥5 возможны любые сопоставления.
В принципе возможно и сопоставление выборок, не отвечающих этому условию, например, с соотношением n1=2, n2=15, но в этих слу чаях не удастся выявить достоверных различий.
Других ограничений у критерия φ* нет.
Рассмотрим несколько примеров, иллюстрирующих возможности
критерия φ*.
Пример 1: сопоставление выборок по качественно определяемому при знаку.
Пример 2: сопоставление выборок по количественно измеряемому при знаку.
Пример 3: сопоставление выборок и по уровню, и по распределению признака.
Пример 4: использование критерия φ* в сочетании с критерием X Колмогорова-Смирнова в целях достижения максимально точного результата.
Пример 1 - сопоставление выборок по качественно определяемому признаку
В данном варианте использования критерия мы сравниваем про цент испытуемых в одной выборке, характеризующихся каким-либо ка чеством, с процентом испытуемых в другой выборке, характеризующих ся тем же качеством.
Допустим, нас интересует, различаются ли две группы студентов по успешности решения новой экспериментальной задачи. В первой группе из 20 человек с нею справились 12 человек, а во второй выбор ке из 25 человек - 10. В первом случае процентная доля решивших за дачу составит 12/20·100%=60%, а во второй 10/25·100%=40%. Дос товерно ли различаются эти процентные доли при данных n1 и n2?
Казалось бы, и "на глаз" можно определить, что 60% значи тельно выше 40%. Однако на самом деле эти различия при данных n1, n2 недостоверны.
Проверим это. Поскольку нас интересует факт решения задачи, будем считать "эффектом" успех в решении экспериментальной задачи, а отсутствием эффекта - неудачу в ее решении.
Сформулируем гипотезы.
H0: Доля лиц, справившихся с задачей, в первой группе не больше, чем во второй группе.
H1: Доля лиц, справившихся с задачей, в первой группе больше, чем во второй группе.
Теперь построим так называемую четырехклеточную, или четы рехпольную таблицу, которая фактически представляет собой таблицу эмпирических частот по двум значениям признака: "есть эффект" - "нет эффекта".
Таблица 5.1
Четырехклеточная таблица для расчета критерия при сопоставлении двух групп испытуемых по процентной доле решивших задачу.
|
Группы |
"Есть эффект": задача решена |
"Нет эффекта": задача не решена |
Суммы |
||||
|
Количество испытуемых |
% доля |
Количество испытуемых |
% доля |
||||
|
1 группа |
12 |
(60%) |
А |
8 |
(40%) |
Б |
20 |
|
2jЈynna |
10 |
(40%) |
В |
15 |
(60%) |
Г |
25 |
|
Суммы |
22 |
23 |
45 |
В четырехклеточной таблице, как правило, сверху размечаются столбцы "Есть эффект" и "Нет эффекта", а слева - строки "1 группа" и "2 группа". Участвуют в сопоставлениях, собственно, только поля (ячейки) А и В, то есть процентные доли по столбцу "Есть эффект".
По Табл. XII Приложения 1 определяем величины φ, соответст вующие процентным долям в каждой из групп.
Теперь подсчитаем эмпирическое значение φ* по формуле:
где φ1 - угол, соответствующий большей % доле;
φ2 - угол, соответствующий меньшей % доле;
n1 - количество наблюдений в выборке 1;
n2 - количество наблюдений в выборке 2.
В данном случае:
По Табл. XIII Приложения 1 определяем, какому уровню значи мости соответствует φ*эмп=1,34:
р=0,09
Можно установить и критические значения φ*, соответствующие принятым в психологии уровням статистической значимости:
Построим "ось значимости".
Полученное эмпирическое значение φ* находится в зоне незна чимости.
Ответ: H0 принимается. Доля лиц, справившихся с задачей, в первой группе не больше, чем во второй группе.
Можно лишь посочувствовать исследователю, который считает существенными различия в 20% и даже в 10%, не проверив их досто верность с помощью критерия φ*. В данном случае, например, досто верными были бы только различия не менее чем в 24,3%.
Похоже, что при сопоставлении двух выборок по какому-либо качественному признаку критерий φ может нас скорее огорчить, чем обрадовать. То, что казалось существенным, со статистической точки зрения может таковым не оказаться.
Гораздо больше возможностей порадовать исследователя появля ется у критерия Фишера тогда, когда мы сопоставляем две выборки по количественно измеренным признакам и можем варьировать "эффект .
Пример 2 - сопоставление двух выборок по количественно изме ряемому признаку
В данном варианте использования критерия мы сравниваем про цент испытуемых в одной выборке, которые достигают определенного уровня значения признака, с процентом испытуемых, достигающих этого уровня в другой выборке.
В исследовании Г. А. Тлегеновой (1990) из 70 юношей - уча щихся ПТУ в возрасте от 14 до 16 лет было отобрано по результатам обследования по Фрайбургскому личностному опроснику 10 испытуемых с высоким показателем по шкале Агрессивности и 11 испытуемых с низким показателем по шкале Агрессивности. Необходимо определить, различаются ли группы агрессивных и неагрессивных юношей по пока зателю расстояния, которое они спонтанно выбирают в разговоре с со курсником. Данные Г. А. Тлегеновой представлены в Табл. 5.2. Мож но заметить, что агрессивные юноши чаще выбирают расстояние в 50 см или даже меньше, в то время как неагрессивные юноши чаще выби рают расстояние, превышающее 50 см.
Теперь мы можем рассматривать расстояние в 50 см как крити ческое и считать, что если выбранное испытуемым расстояние меньше или равно 50 см, то "эффект есть", а если выбранное расстояние боль ше 50 см, то "эффекта нет". Мы видим, что в группе агрессивных юношей эффект наблюдается в 7 из 10, т. е. в 70% случаев, а в группе неагрессивных юношей - в 2 из 11, т. е. в 18,2% случаев. Эти про центные доли можно сопоставить по методу φ* , чтобы установить дос товерность различий между ними.
Таблица 5.2
Показатели расстояния (в см), выбираемого агрессивными и неагрессивными юношами в разговоре с сокурсником (по данным Г.А. Тлегеновой, 1990)
|
Группа 1: юноши с высокими показателями по шкале Агрессивности FPI-R1 (n1 =10) |
Группа 2: юноши с низкими значениями по шкале Агрессивности FPI-R (n2 =11) |
|||
|
d(cм) |
% доля |
d(cM) |
% доля |
|
|
"Есть эффект" d≤50 см |
30 |
|||
|
40 |
40 |
|||
|
45 |
||||
|
50 |
70% |
18,2% |
||
|
50 |
||||
|
50 |
||||
|
50 |
||||
|
50 |
||||
|
"Нет эффекта" d>50 см |
65 |
|||
|
70 |
||||
|
75 |
||||
|
75 |
||||
|
75 |
||||
|
75 |
||||
|
80 QO |
30% |
. 81,8% |
||
|
100 |
||||
|
100 |
||||
|
100 |
||||
|
100 |
||||
|
Суммы |
560 |
100% |
850 |
100% |
|
Средние |
5б:о |
77.3 |
Сформулируем гипотезы.
H0: Доля лиц, которые выбирают дистанцию d≤50 см, в группе агрес сивных юношей не больше, чем в группе неагрессивных юношей.
H1: Доля лиц, которые выбирают дистанцию d≤50 см, в группе агрес сивных юношей больше, чем в группе неагрессивных юношей. Теперь построим так называемую четырехклеточную таблицу.
Таблица 53
Четырехклеточная таблица для расчета критерия φ* при сопоставлении групп агрессивных (nf=10) и неагрессивных юношей (п2=11)
|
Группы |
"Есть эффект": d≤50 |
"Нет эффекта". d>50 |
Суммы |
||||
|
Количество испытуемых |
(% доля) |
Количество испытуемых |
(% доля) |
||||
|
1 группа -агрессивные юноши |
7 |
(70%) |
А |
3 |
(30%) |
Б |
10 |
|
2 группа -неагрессивные юноши |
2 |
(180%) |
В |
9 |
(81,8%) |
Г |
и |
|
Сумма |
9 |
12 |
21 |
По Табл. XII Приложения 1 определяем величины φ, соответст вующие процентным долям "эффекта" в каждой из групп.
Полученное эмпирическое значение φ* находится в зоне значимости.
Ответ: H0 отвергается. Принимается H1. Доля лиц, которые вы бирают дистанцию в беседе меньшую или равную 50 см, в .группе аг рессивных юношей больше, чем в группе неагрессивных юношей
На основании полученного результата мы можем сделать заклю чение, что более агрессивные юноши чаще выбирают расстояние менее полуметра, в то время как неагрессивные юноши чаще выбирают боль шее, чем полметра, расстояние. Мы видим, что агрессивные юноши общаются фактически на границе интимной (0—46 см) и личной зоны (от 46 см). Мы помним, однако, что интимное расстояние между парт нерами является прерогативой не только близких добрых отношений, но и рукопашного боя (Hall E.T., 1959).
Пример 3 - сопоставление выборок и по уровню, и по распреде лению признака.
В данном варианте использования критерия мы вначале можем проверить, различаются ли группы по уровню какого-либо признака, а затем сравнить распределения признака в двух выборках. Такая задача может быть актуальной при анализе различий в диапазонах или форме распределения оценок, получаемых испытуемыми по какой-либо новой методике.
В исследовании Р. Т. Чиркиной (1995) впервые использовался опросник, направленный на выявление тенденции к вытеснению из па мяти фактов, имен, намерений и способов действия, обусловленному личными, семейными и профессиональными комплексами. Опросник был создан при участии Е. В. Сидоренко на основании материалов книги 3. Фрейда "Психопатология обыденной жизни". Выборка из 50 студентов Педагогического института, не состоящих в браке, не имею щих детей, в возрасте от 17 до 20 лет, была обследована с помощью данного опросника, а также методики Менестера-Корзини для выявле ния интенсивности ощущения собственной недостаточности, или "комплекса неполноценности" (Manaster G. J., Corsini R. J., 1982).
Результаты обследования представлены в Табл. 5.4.
Можно ли утверждать, что между показателем энергии вытесне ния, диагностируемым с помощью опросника, и показателями интенсив ности, ощущения собственной недостаточности существуют какие-либо значимые соотношения?
Таблица 5.4
Показатели интенсивности ощущения собственной недостаточности в группах студентов с высокой (nj=18) и низкой (п2=24) энергией вытеснения
|
Группа 1: энергия вытеснения от 19 до 31 балла (n1=181 |
Группа 2: энергия вытеснения от 7 до 13 баллов (n2=24) |
|
|
0; 0; 0; 0; 0 20; 20 30; 30; 30; 30; 30; 30; 30 50; 50 60; 60 |
0; 0 5; 5; 5; 5 10; 10; 10; 10; 10; 10 15; 15 20; 20; 20; 20 30; 30; 30; 30; 30; 30 |
|
|
Суммы Средние |
470 26,11 |
370 15,42 |
Несмотря на то, что средняя величина в группе с более энергич ным вытеснением выше, в ней наблюдаются также и 5 нулевых значе ний. Если сравнить гистограммы распределения оценок в двух выбор ках, то между ними обнаруживается разительный контраст (Рис. 5.3).
Для сравнения двух распределений мы могли бы применить кри терий χ2 или критерий λ, но для этого нам пришлось бы укрупнять разряды, а кроме того, в обеих выборках n<30.
Критерий φ* позволит нам проверить наблюдаемый на графике эффект несовпадения двух распределений, если мы условимся считать, что "эффект есть", если показатель чувства недостаточности принимает либо очень низкие (0), либо, наоборот, очень высокие значения (S30), и что "эффекта нет", если показатель чувства недостаточности прини мает средние значения, от 5 до 25.
Сформулируем гипотезы.
H0: Крайние значения показателя недостаточности (либо 0, либо 30 и более) в группе с более энергичным вытеснением встречаются не чаще, чем в группе с менее энергичным вытеснением.
H1: Крайние значения показателя недостаточности (либо 0, либо 30 и более) в группе с более энергичным вытеснением встречаются ча ще, чем в группе с менее энергичным вытеснением.
Создадим четырехклеточную таблицу, удобную для дальнейшего расчета критерия φ*.
Таблица 5.5
Четырехклеточная таблица для расчета критерия φ*при сопоставлении групп с большей и меньшей энергией вытеснения по соотношению пока зателей недостаточности
|
Группы |
"Есть эффект": показатель недостаточности равен 0 или >30 |
"Нет эффекта": показатель недос таточности от 5 до 25 |
Суммы |
||
|
1 группа - с большей энергией вытеснения |
16 |
(88,9%) |
2 |
(11,1%) |
18 |
|
2 группа - с меньшей энергией вытеснения |
8 |
(33,3%) |
16 |
(66,7%) |
24 |
|
Суммы |
24 |
18 |
422 |
По Табл. XII Приложения 1 определим величины ф, соответст вующие сопоставляемым процентным долям:
Подсчитаем эмпирическое значение φ*:
Критические значения φ* при любых n1, n2, как мы помним из предыдущего примера, составляют:
Табл. XIII Приложения 1 позволяет нам и более точно опреде лить уровень значимости полученного результата: р<0,001.
Ответ: H0 отвергается. Принимается H1. Крайние значения по казателя недостаточности (либо 0, либо 30 и более) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энер гией вытеснения.
Итак, испытуемые с большей- энергией вытеснения могут иметь как очень высокие (30 и более), так и очень низкие (нулевые) показа тели ощущения собственной недостаточности. Можно предположить, что они вытесняют и свою неудовлетворенность, и потребность в жиз ненном успехе. Эти предположения нуждаются в дальнейшей проверке.
Полученный результат, независимо от его интерпретации, под тверждает возможности критерия φ* в оценке различий в форме рас пределения признака в двух выборках.
В мощных возможностях критерия φ* можно убедиться, под твердив совершенно иную гипотезу при анализе материалов данного примера. Мы можем доказать, например, что в группе с большей энергией вытеснения показатель недостаточности все же выше, несмот ря на парадоксальность его распределения в этой группе.
Сформулируем новые гипотезы.
H0 Наиболее высокие значения показателя недостаточности (30 и бо лее) в группе с большей энергией вытеснения встречаются не ча ще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения.
H1: Наиболее высокие значения показателя недостаточности (30 и бо лее) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения. Построим четырехпольную таблицу, используя данные Табл. 5.4.
Таблица 5.6
Четырехклеточная таблица для расчета критерия φ* при сопоставлении групп с большей и меньшей энергией вытеснения по уровню показа теля недостаточности
|
Группы |
"Есть эффект"* показатель недос таточности больше или равен 30 |
"Нет эффекта": показатель недостаточности меньше 30 |
Суммы |
||
|
1 группа - с большей энергией вытеснения |
11 |
(61,1%) |
7 |
(38.9%) |
18 |
|
2 группа - с меньшей энергией вытеснения |
6 |
(25.0%) |
18 |
(75.0%) |
24 |
|
Суммы |
17 |
25 |
42 |
По Табл. XIII Приложения 1 определяем, что этот результат соответствует уровню значимости р=0,008.
Ответ: Но отвергается. Принимается Hj: Наиболее высокие показатели недостаточности (30 и более баллов) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энер гией вытеснения (р=0,008).
Итак, нам удалось доказать и то, что в группе с более энергич ным вытеснением преобладают крайние значения показателя недоста точности, и то, что больших своих значений этот показатель достигает именно в этой группе.
Теперь мы могли бы попробовать доказать, что в группе с большей энергией вытеснения чаще встречаются и более низкие значения пока зателя недостаточности, несмотря на то, что средняя величина в этой группе больше (26,11 против 15,42 в группе с меньшим вытеснением).
Сформулируем гипотезы.
H0: Самые низкие показатели недостаточности (нулевые) в группе с большей энергией вытеснения встречаются не чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения.
H1: Самые низкие показатели недостаточности (нулевые) встречаются в группе с большей энергией вытеснения чаще, чем в группе с менее энергичным вытеснением. Сгруппируем данные в новую четырехклеточную таблицу.
Таблица 5.7
Четырехклеточная таблица для сопоставления групп с разной энергией вытеснения по частоте нулевых значений показателя недостаточности
|
Группы |
"Есть эффект": показатель недостаточности равен 0 |
"Нет эффекта" недостаточности |
показатель не равен 0 |
Суммы |
|
|
1 группа - с большей энергией вытеснения |
5 |
(27,8%) |
13 |
(72,2%) |
18 |
|
1 группа - с меньшей энергией вытеснения |
2 |
(8,3%) |
22 |
(91,7%) |
24 |
|
Суммы |
7 |
35 |
42 |
Определяем величины φ и подсчитываем значение φ*:
Ответ: H0 отвергается. Самые низкие показатели недостаточно сти (нулевые) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения (р<0,05).
В сумме полученные результаты могут рассматриваться как сви детельство частичного совпадения понятий комплекса у З.Фрейда и А.Адлера.
Существенно при этом, что между показателем энергии вытесне ния и показателем интенсивности ощущения собственной недостаточно сти в целом по выборке получена положительная линейная корреляци онная связь (р=+0,491, р<0,01). Как мы можем убедиться, применение критерия φ* позволяет проникнуть в более тонкие и содержательно значимые соотношения между этими двумя показателями.
Пример 4 - использование критерия φ* в сочетании с критерием λ Колмогорова-Смирнова в целях достижения макси мально точного результата
Если выборки сопоставляются по каким-либо количественно изме ренным показателям, встает проблема выявления той точки распределе ния, которая может использоваться как критическая при разделении всех испытуемых на тех, у кого "есть эффект" и тех, у кого "нет эффекта".
В принципе точку, по которой мы разделили бы группу на под группы, где есть эффект и нет эффекта, можно выбрать достаточно произвольно. Нас может интересовать любой эффект и, следовательно, мы можем разделить обе выборки на две части в любой точке, лишь бы это имело какой-то смысл.
Для того, чтобы максимально повысить мощность критерия φ*, нужно, однако, выбрать точку, в которой различия между двумя сопос тавляемыми группами являются наибольшими. Точнее всего мы сможем сделать это с помощью алгоритма расчета критерия λ , позволяющего обнаружить точку максимального расхождения между двумя выборками.
Возможность сочетания критериев φ* и λ описана Е.В. Гублером (1978, с. 85-88). Попробуем использовать этот способ в решении сле дующей задачи.
В совместном исследовании М.А. Курочкина, Е.В. Сидоренко и Ю.А. Чуракова (1992) в Великобритании проводился опрос англий ских общепрактикующих врачей двух категорий: а) врачи, поддержав шие медицинскую реформу и уже превратившие свои приемные в фондодержащие организации с собственным бюджетом; б) врачи, чьи при емные по-прежнему не имеют собственных фондов и целиком обеспечи ваются государственным бюджетом. Опросники были разосланы вы борке из 200 врачей, репрезентативной по отношению к генеральной совокупности английских врачей по представленности лиц разного пола, возраста, стажа и места работы - в крупных городах или в провинции.
Ответы на опросник прислали 78 врачей, из них 50 работающих в приемных с фондами и 28 - из приемных без фондов. Каждый из врачей должен был прогнозировать, какова будет доля приемных с фондами в следующем, 1993 году. На данный вопрос ответили только 70 врачей из 78, приславших ответы. Распределение их прогнозов представлено в Табл. 5.8 отдельно для группы врачей с фондами и группы врачей без фондов.
Различаются ли каким-то образом прогнозы врачей с фондами и врачей без фондов?
Таблица 5.8
Распределение прогнозов сбщепрактикующих врачей о том, какова будет доля приемных с фондами в 1993 году
|
Прогнозируемая доля |
Эмпирические частоты выбора данной категории прогноза |
||
|
приемных с фондами |
врачами с фондом (n1=45) |
врачами без фонда (n2 =25) |
Суммы |
|
1. от 0 до 20% |
4 |
5 |
9 |
|
2. от 21 до 40% |
15 |
И |
26 |
|
3. от 41 до 60% |
18 |
5 |
23 |
|
4. от 61 до 80% |
7 |
4 |
И |
|
5. от 81 до 100% |
1 |
0 |
1 |
|
Суммы |
45 |
25 |
70 |
Определим точку максимального расхождения между двумя рас пределениями ответов по Алгоритму 15 из п. 4.3 (см. Табл. 5.9).
Таблица 5.9
Расчет максимальной разности накопленных частостей в распределениях прогнозов врачей двух групп
|
Прогнозируемая доля приемных с фондами (%) |
Эмпирические частоты выбора данной категории ответа |
Эмпирические частости |
Накопленные эмпи рические частости |
Разность (d) |
|||
|
врачами с фондом (n1=45) |
врачами без фонда (n2=25) |
f*э1 |
f*a2 |
∑f*э1 |
∑f*а1 |
||
|
1. от 0 до 20% 2. от 21 до 40% 3. от 41 до 60% 4. от 61 до 80% 5. от 81 до 100% |
4 15 18 7 1 |
5 11 5 4 0 |
0,089 0,333 0,400 0,156 0,022 |
0,200 0,440 0,200 0,160 0 |
0,089 0,422 0,822 0,978 1,000 |
0,200 0,640 0,840 1,000 1,000 |
0111 0,218 0,018 0,022 0 |
Максимальная выявленная между двумя накопленными эмпириче скими частостями разность составляет 0,218.
Эта разность оказывается накопленной во второй категории про гноза. Попробуем использовать верхнюю границу данной категории в качестве критерия для разделения обеих выборок на подгруппу, где "есть эффект" и подгруппу, где "нет эффекта". Будем считать, что "эффект есть", если данный врач прогнозирует от 41 до 100% прием ных с фондами в 1993 году, и что "эффекта нет", если данный врач прогнозирует от 0 до 40% приемных с фондами в 1993 году. Мы объ единяем категории прогноза 1 и 2, с одной стороны, и категории про гноза 3, 4 и 5, с другой. Полученное распределение прогнозов пред ставлено в Табл. 5.10.
Таблица 5.10
Распределение прогнозов у врачей с фондами и врачей без фондов
|
Прогнозируемая доля приемных с фондами(%1 |
Эмпирические частоты выбора данной категории прогноза |
Суммы |
|
|
врачами с фондом (n1=45) |
врачами без фонда (n2=25) |
||
|
1. от 0 до 40% |
19 |
16 |
35 |
|
2. от 41 до 100% |
26 |
9 |
35 |
|
Суммы |
45 |
25 |
70 |
Полученную таблицу (Табл. 5.10) мы можем использовать, про веряя разные гипотезы путем сопоставления любых двух ее ячеек. Мы помним, что это так называемая четырехклеточная, или четырехпольная, таблица.
В данном случае нас интересует, действительно ли врачи, уже располагающие фондами, прогнозируют больший размах этого движения в будущем, чем врачи, не располагающие фондами. Поэтому мы услов но считаем, что "эффект есть", когда прогноз попадает в категорию от 41 до 100%. Для упрощения расчетов нам необходимо теперь повер нуть таблицу на 90°, вращая ее по направлению часовой стрелки. Можно сделать это даже буквально, повернув книгу вместе с таблицей. Теперь мы можем перейти к рабочей таблице для расчета крите рия φ* - углового преобразования Фишера.
Таблица 5.11
Четырехклеточная таблица для подсчета критерия φ* Фишера для вы явления различий в прогнозах двух групп общепрактикующих врачей
|
Группа |
Есть эффект -прогноз от 41 до 100% |
Нет эффекта -прогноз от 0 до 40% |
Всего |
|
I группа - врачи, взявшие фонд |
26 (57.8%) |
19 (42.2%) |
45 |
|
II группа - врачи, не взявшие фонда |
9 (36.0%) |
16 (64.0%) |
25 |
|
Всего |
35 |
35 |
70 |
Сформулируем гипотезы.
H0: Доля лиц, прогнозирующих распространение фондов на 41%-100% всех врачебных приемных, в группе врачей с фондами не больше, чем в группе врачей без фондов.
H1: Доля лиц, прогнозирующих распространение фондов на 41%-100% всех приемных, в группе врачей с фондами больше, чем в группе врачей без фондов.
Определяем величины φ1 и φ2 по Таблице XII приложения 1. Напомним, что φ1 - это всегда угол, соответствующий большей про центной доле.
Теперь определим эмпирическое значение критерия φ*:
По Табл. XIII Приложения 1 определяем, какому уровню значи мости соответствует эта величина: р=0,039.
По той же таблице Приложения 1 можно определить критические значения критерия φ*:
Ответ: Но отвергается (р=0,039). Доля лиц, прогнозирующих распространение фондов на 41-100% всех приемных, в группе врачей, взявших фонд, превышает эту долю в группе врачей, не взявших фонда.
Иными словами, врачи, уже работающие в своих приемных на отдельном бюджете, прогнозируют более широкое распространение этой практики в текущем году, чем врачи, пока еще не согласившиеся перей ти на самостоятельный бюджет. Интерпретации этого результата мно гозначны. Например, можно предположить, что врачи каждой из групп подсознательно считают свое поведение более типичным. Это может означать также, что врачи, уже перешедшие на самостоятельный бюд жет, склонны преувеличивать размах этого движения, так как им нужно оправдать свое решение. Выявленные различия могут означать и нечто такое, что вовсе выходит за рамки поставленных в исследовании вопро сов. Например, что активность врачей, работающих на самостоятельном бюджете, способствует заострению различий в позициях обеих групп. Они проявили большую активность, когда согласились взять фонды, они проявили большую активность, когда взяли на себя труд ответить на почтовый опросник; они проявляют большую активность, когда прогнозируют большую активность других врачей в получении фондов.
Так или иначе, мы можем быть уверены, что выявленный уро вень статистических различий - максимально возможный для этих ре альных данных. Мы установили с помощью критерия λ точку макси мального расхождения между двумя распределениями и именно в этой точке разделили выборки на две части.
АЛГОРИТМ 17
Расчет критерия φ*
1. Определить те значения признака, которые будут критерием для разделения испытуемых на тех, у кого "есть эффект" и тех, у кого "нет эффекта". Если признак измерен количественно, использовать критерий λ для поиска опти мальной точки разделения.
2. Начертить четырехклеточную таблицу из двух столбцов и двух строк. Пер вый столбец - "есть эффект"; второй столбец - "нет эффекта"; первая стро ка сверху - 1 группа (выборка); вторая строка - 2 группа (выборка).
3. Подсчитать количество испытуемых в первой группе, у которых "есть эф фект", и занести это число в левую верхнюю ячейку таблицы.
4. Подсчитать количество испытуемых в первой выборке, у которых "нет эф фекта", и занести это число в правую верхнюю ячейку таблицы. Подсчитать сумму по двум верхним ячейкам. Она должна совпадать с количеством ис пытуемых в первой группе.
5. Подсчитать количество испытуемых во второй группе, у которых "есть эф фект", и занести это число в левую нижнюю ячейку таблицы.
6. Подсчитать количество испытуемых во второй выборке, у которых "нет эф фекта", и занести это число в правую нижнюю ячейку таблицы. Подсчитать сумму по двум нижним ячейкам. Она должна совпадать с количеством ис пытуемых во второй группе (выборке).
7. Определить процентные доли испытуемых, у которых "есть эффект", путем отнесения их количества к общему количеству испытуемых в данной группе (выборке). Записать полученные процентные доли соответственно в левой верхней и левой нижней ячейках таблицы в скобках, чтобы не перепутать их с абсолютными значениями.
8. Проверить, не равняется ли одна из сопоставляемых процентных долей ну лю. Если это так, попробовать изменить это, сдвинув точку разделения групп в ту или иную сторону. Если это невозможно или нежелательно, от казаться от критерия φ* и использовать критерий χ2.
9. Определить по Табл. XII Приложения 1 величины углов φ для каждой из сопоставляемых процентных долей.
10. Подсчитать эмпирическое значение φ* по формуле:
где: φ1 - угол, соответствующий большей процентной доле;
φ2 - угол, соответствующий меньшей процентной доле;
n1 - количество наблюдений в выборке 1;
n2 - количество наблюдений в выборке 2.
11. Сопоставить полученное значение φ* с критическими значениями: φ* ≤1,64 (р<0,05) и φ* ≤2,31 (р<0,01).
Если φ*эмп ≤φ*кр. H0 отвергается.
При необходимости определить точный уровень значимости полученного φ*эмп по Табл. XIII Приложения 1.
5.3. Биномиальный критерий ш Назначение критерия m
Критерий предназначен для сопоставления частоты встречаемости какого-либо эффекта с теоретической или заданной частотой его встре чаемости.
Он применяется в тех случаях, когда обследована лишь одна вы борка объемом не более 300 наблюдений, в некоторых задачах - не больше 50 наблюдений.
Описание критерия
Биномиальный критерий m позволяет оценить, насколько эмпи рическая частота интересующего нас эффекта превышает теоретиче скую, среднестатистическую или какую-то заданную частоту, соответ ствующую вероятности случайного угадывания, среднему проценту успешности в выполнении данного задания, допустимому проценту брака и т.п.
Биномиальный критерий незаменим, если налицо 2 условия:
а) обследована лишь одна выборка испытуемых, и нет возможности или смысла делить эту выборку на две части с целью дальнейшего применения критерия, φ*, так как для нас по каким-то причинам важно исследовать частоту встречаемости признака в выборке в целом;
б) в обследованной выборке менее 30 испытуемых, что не позволяет нам применить критерий χ2.
Если в нашей выборке больше 30 испытуемых, мы все же можем использовать критерий m и тем самым сэкономить время на подсчете χ2.
Эмпирическая частота наблюдений, в которых проявляется инте ресующий нас эффект, обозначается как т. Это и есть эмпирическое [значение критерия т. Если mэмп равен или превышает mкр, то различия достоверны.
Гипотезы
H0: Частота встречаемости данного эффекта в обследованной выборке не превышает теоретической (заданной, ожидаемой, предполагаемой).
H1: Частота встречаемости данного эффекта в обследованной выборке превышает теоретическую (заданную, ожидаемую, предполагаемую).
Графическое представление биномиального критерия
Критерий определяет, достаточно ли эмпирическая частота встре чаемости признака превышает заданную, "перевешивает" ее. Можно представить себе это как взвешивание эмпирической и теоретической частот на чашечных весах (Рис. 5.4). Весы реагируют только на такие, различия в весе, которые соответствуют по крайней мере минимальному уровню значимости р<0,05.
Ограничения биномиального критерия
1. В выборке должно быть не менее 5 наблюдений. В принципе воз можно применение критерия и при 2≤n<5, но лишь в отношении определенного типа задач (см. Табл. XV Приложения 1).
2. Верхний предел численности выборки зависит от ограничений, опре деляемых пп.3-8 и варьирует в диапазоне от 50 до 300 наблюдений, что определяется имеющимися таблицами критических значений.
3. Биномиальный критерий m позволяет проверить лишь гипотезу о том, что частота встречаемости интересующего нас эффекта в обсле дованной выборке превышает заданную вероятность Р. Заданная вероятность при этом должна быть: Р ≤0,50.
4. Если мы хотим проверить гипотезу о том, что частота встречаемости интересующего нас эффекта достоверно ниже заданной вероятности, то при Р=0,50 мы можем сделать это с помощью уже известного критерия знаков G, при Р>0,50 мы должны преобразовать гипоте зы в противоположные, а при Р<0,50 придется использовать крите рий χ2.
По Табл. 5.12 легко определить, какой из путей для нас доступен.
Таблица 5.12
Выбор критерия для сопоставлений эмпирической частоты с теоретической при разных вероятностях исследуемого эффекта Р и разных гипотезах.
|
Заданные вероятности |
H1: fэмп достоверно выше fтеор |
H1: fэмп достоверно ниже fтеор |
||||
|
Р<0,50 |
А |
m |
для 2 ≤n ≤50 |
Б |
χ2 |
для n ≥30 |
|
Р=0,50 |
В |
m |
для 5 ≤n ≤300 |
Г |
G |
для 5 ≤n ≤300 |
|
Р>0,50 |
Д |
χ2 |
для n ≤30 |
Е |
m |
для 2 ≤n ≤50 |
Пояснения к Табл. 5.12
A) Если заданная вероятность Р<0,50, а fэмп>fтеор (например, допус тимый уровень брака - 15%, а в обследованной выборке получено значение в 25%), то биномиальный критерий применим для объема выборки 2≤n≤50.
Б) Если заданная вероятность Р<0,50, а fэмп>fтеор (например, допус тимый уровень брака - 15%, а в обследованной выборке наблюдает ся 5% брака), то биномиальный критерий неприменим и следует применять критерий χ2 (см. Пример 2).
B) Если заданная вероятность Р=0,50, а fэмп>fтеор (например, вероят ность выбора каждой из равновероятных альтернатив Р=0,50, а в обследованной выборке одна из альтернатив выбирается чаще, чем в половине случаев), то биномиальный критерий применим для объема выборки 5≤n≤300.
Г) Если заданная вероятность Р=0,50, a fэмп>fтеор (например, вероят ность выбора каждой из равновероятных альтернатив Р=0,50, а в обследованной выборке одна из альтернатив наблюдается реже, чем в половине случаев), то вместо биномиального критерия применяется критерий знаков G, являющийся "зеркальным отражением" биноми ального критерия при Р=0,50. Допустимый объем выборки: 5≤n≤300.
Д) Если заданная вероятность Р>0,50, а fэмп>fтеор (например, средне статистический процент решения задачи - 80%, а в обследованной выборке он составляет 95%), то биномиальный критерий неприме ним и следует применять критерий χ2 (см. Пример 3).
Е) Если заданная вероятность Р>0,50, а fэмп>fтеор (например, средне статистический процент решения задачи - 80%, а в обследованной выборке он составляет 60%), то биномиальный критерий применим при условии, что в качестве "эффекта" мы будем рассматривать более редкое событие - неудачу в решении задачи, вероятность которого Q=l—Р=1—0,80=0,20 и процент встречаемости в данной выборке: 100%—75%=25%. Эти преобразования фактически сведут данную задачу к задаче, предусмотренной n. А. Допустимый объем выбор ки: 2≤n≤50 (см. пример 3).
Пример 1
В процессе тренинга сенситивности в группе из 14 человек вы полнялось упражнение "Психологический прогноз". Все участники должны были пристально вглядеться в одного и того же человека, ко торый сам пожелал быть испытуемым в этом упражнении. Затем каж дый из участников задавал испытуемому вопрос, предполагавший два заданных варианта ответа, например: "Что в тебе преобладает: отстра ненная наблюдательность или включенная эмпатия?" "Продолжал бы ты работать или нет, если бы у тебя появилась материальная возмож ность не работать?" "Кто тебя больше утомляет - люди нахальные или занудные?" и т. п. Испытуемый должен был лишь молча выслушать вопрос, ничего не отвечая. Во время этой паузы участники пытались определить, как он ответит на данный вопрос, и записывали свои про гнозы. Затем ведущий предлагал испытуемому дать ответ на заданный вопрос. Теперь каждый участник мог определить, совпал ли его про гноз с ответом испытуемого или нет. После того, как было задано 14 вопросов (13 участников + ведущий), каждый сообщил, сколько у него получилось точных прогнозов. В среднем было по 7-8 совпадений, но у одного из участников их было 12, и группа ему спонтанно зааплодиро вала. У другого участника, однако, оказалось всего 4 совпадения, и он был очень этим огорчен.
Имела ли группа статистические основания для аплодисментов?
Имел ли огорченный участник статистические основания для грусти?
Начнем с первого вопроса.
По-видимому, группа будет иметь статистические основания для аплодисментов, если частота правильных прогнозов у участника А пре высит теоретическую частоту случайных угадываний. Если бы участник прогнозировал ответ испытуемого случайным образом, то, в соответст вии с теорией вероятностей, шансы случайно угадать или не угадать ответ на данный вопрос у него были бы равны P=Q=0,5. Определим теоретическую частоту правильных случайных угадываний:
fтеор=n·P
где n - количество прогнозов;
Р - вероятность правильного прогноза при случайном угадывании.
fтеор=14-0,5=7
Итак, нам нужно определить, "перевешивают" ли 12 реально данных правильных прогнозов 7 правильных прогнозов, которые могли бы быть у данного участника, если бы он прогнозировал ответ испы туемого случайным образом.
Требования, предусмотренные ограничением 3, соблюдены: Р=0,50; fэмп>fтеор. Данный случай относится к варианту "В" Табл. 5.12.
Мы можем сформулировать гипотезы.
H0: Количество точных прогнозов у участника А не превышает часто ты, соответствующей вероятности случайного угадывания.
H1: Количество точных прогнозов у участника А превышает частоту, соответствующую вероятности случайного угадывания.
По Табл. XIV Приложения 1 определяем критические значения критерия m при n=14, Р=0,50:
Мы помним, что за эмпирическое значение критерия m принима ется эмпирическая частота:
Зона значимости простирается вправо, в область более высоких значений m (более "весомых", если использовать аналогию с весами), а зона незначимости - в область более низких, "невесомых", значений m.
Ответ: H0 отвергается. Принимается H1. Количество точных прогнозов у участника А превышает (или по крайней мере равняется) критической частоте вероятности случайного угадывания (р≤0,01). Группа вполне обоснованно ему аплодировала!
Теперь попробуем ответить на второй вопрос задачи.
По-видимому, основания для грусти могут появиться, если коли чество правильных прогнозов оказывается достоверно ниже теоретиче ской частоты случайных угадываний. Мы должны определить, 4 точных прогноза участника Б - это достоверно меньше, чем 7 теоретически возможных правильных прогнозов при случайном угадывании или нет?
В данном случае Р=0,50; fэмп>fтеор. В соответствии с ограничени ем 4, в данном случае мы должны применить критерий знаков, кото рый по существу является зеркальным отражением или "второй сторо ной" одностороннего биномиального критерия (вариант "Г" Табл. 5.12). Вначале нам нужно определить, что является типичным событием для участника Б. Это неправильные прогнозы, их 10. Теперь мы опре деляем, достаточно ли мало у него нетипичных правильных прогнозов, чтобы считать перевешивание неправильных прогнозов достоверным.
Сформулируем гипотезы.
H0: Преобладание неправильных прогнозов у участника Б является случайным.
H1: Преобладание неправильных прогнозов у участника Б не является случайным.
По Табл. V Приложения 1 определяем критические значения критерия знаков G для n=14:
Построим "ось значимости". Мы помним, что в критерии знаков зона значимости находится слева, а зона незначимости - справа, так как чем меньше нетипичных событий, тем типичные события являются бо лее достоверно преобладающими.
Эмпирическое значение критерия G определяется как количество нетипичных событий. В данном случае:
Эмпирическое значение критерия G попадает в зону незначимости.
Ответ: H0 принимается. Преобладание неправильных прогнозов у участника Б является случайным.
Участник Б не имел достаточных статистических оснований для огорчения. Дело, однако, в том, что психологическая "весомость" отклонения его оценки значительно перевешивает статистическую. Вся кий практикующий психолог согласится, что повод для огорчения у уча стника Б все же был.
Важная особенность биномиального критерия и критерия знаков состоит в том, что они превращают уникальность, единственность и жизненную резкость произошедшего события в нечто неотличимое от безликой и всепоглощающей случайности. Учитывая это, лучше исполь зовать биномиальный критерий для решения более отвлеченных, форма лизованных задач, например, для уравновешивания выборок по призна ку пола, возраста, профессиональной принадлежности и т. п.
При оценке же личностно значимых событий оказывается, что статистическая сторона дела не совпадает с психологической больше, чем при использовании любого из других критериев.
Пример 2
В тренинге профессиональных наблюдателей допускается, чтобы наблюдатель ошибался в оценке возраста ребенка не более чем на 1 год в ту или иную сторону. Наблюдатель допускается к работе, если он совершает не более 15% ошибок, превышающих отклонение на 1 год. Наблюдатель Н допустил 1 ошибку в 50-ти попытках, а наблюдатель К - 15 ошибок в 50-ти попытках. Достоверно ли отличаются эти ре зультаты от контрольной величины?
Определим частоту допустимых ошибок при п = 50:
fтеор=n·Р=50·0,15=7,5
Для наблюдателя Н fэмп<fтеор. Для наблюдателя К fэмп>fтеор
Сформулируем гипотезы для наблюдателя Н.
H0: Количество ошибок у наблюдателя Н не меньше, чем это преду смотрено заданной величиной.
H1: Количество ошибок у наблюдателя Н меньше, чем это предусмот рено заданной величиной.
В данном случае Р=0,15<0,50; fэмп>fтеор.
Этот случай попадает под вариант Б Табл. 5. 12. Нам придется применить критерий у}, сопоставляя полученные эмпирические частоты ошибочных и правильных ответов с теоретическими частотами, состав ляющими, соответственно, 7,5 для ошибочного ответа и (50-7,5)=42,5 для правильного ответа. Подсчитаем χ2 по формуле, включающей по правку на непрерывность3:
По Табл. IX Приложения 1 определяем критические значения χ2 при v=l:
Ответ: H0 отвергается. Количество ошибок у наблюдателя Н меньше, чем это предусмотрено заданной величиной (р≤0,05)
Сформулируем гипотезы для наблюдателя К.
H0: Количество ошибок у наблюдателя К не больше, чем это преду смотрено заданной величиной.
H1: Количество ошибок у наблюдателя К больше, чем это предусмот рено заданной величиной.
В данном случае Р=0,15<0,5; fэмп>fтеор. Этот случай подпадает под вариант А Табл. 5.12. Мы можем применить биномиальный крите рий, поскольку n=50.
По Табл. XV Приложения 1 определяем критические значения при п=50, Р=0,15, Q=0,85:
Ответ: H0 отвергается. Количество ошибок у наблюдателя Н меньше, чем это предусмотрено заданной величиной (р<0,05).
Пример 3
В примере 1 параграфа 5.2 мы сравнивали процент справившихся с экспериментальной задачей испытуемых в двух группах. Теперь мы можем сопоставить процент успешности каждой группы со среднестати стическим процентом успешности. Данные представлены в Табл. 5.13.
Таблица 5.13
Показатели успешности решения задачи в двух группах испытуемых
|
Количество испытуемых, решивших задачу |
Количество испытуемых, не решивших задачу |
Суммы |
|||
|
1 группа (n1=20) |
12 |
(60%) |
8 |
(40%) |
20 |
|
2 группа (п7=25) |
10 |
(40%) |
15 |
(60%) |
25 |
|
Суммы |
22 |
23 |
45 |
Среднестатистический показатель успешности в решении этой за дачи - 55%. Определим теоретическую частоту правильных ответов для групп 1 и 2:
Для группы 1, следовательно, Р=0,55>0,50; fэмп=12>fтеор. Этот случай соответствует варианту "Д" Табл. 5.12. Мы должны были бы применить критерий χ2, но у нас всего 20 наблюдений: n<30. Ни би номиальный критерий, ни критерий χ2 неприменимы. Остается крите рий φ* Фишера, который мы сможем применить, если узнаем, сколько испытуемых было в выборке, по которой определялся среднестатистиче ский процент.
Далее, для группы 2: Р=0,55>0,50; fэмп=10>fтеор. Этот случай соответствует варианту "Е" Табл. 5.12. Мы можем применить биноми альный критерий, если будем считать "эффектом" неудачу в решении задачи. Вероятность неудачи Q=l—Р=1—0,55=0,45. Новая эмпириче ская частота составит: fэмп=25-10=15.
Сформулируем гипотезы.
H0: Процент неудач в обследованной выборке не превышает заданного процента неудач.
H1 Процент неудач в обследованной выборке превышает заданный процент неудач.
По Табл. XV Приложения 1 определяем критические значения для n=25, P=0,45, Q=0.55 (мы помним, что Р и Q поменялись местами):
Ответ: H0 принимается. Процент неудач в обследованной вы борке не превышает заданного процента неудач.
Сформулируем общий алгоритм применения критерия m.
АЛГОРИТМ 18
Применение биномиального критерия m
1. Определить теоретическую частоту встречаемости эффекта по фор муле:
Fтеор=n·Р.
где n - количество наблюдений в обследованной выборке;
Р - заданная вероятность исследуемого эффекта.
По соотношению эмпирической и теоретической частот и заданной вероятности Р определить, к какой ячейке Табл. 5.12 относится данный случай сопоставлений.
Если биномиальный критерий оказывается неприменимым, исполь зовать тот критерий, который указан в соответствующей ячейке Табл. 5.12
2. Если критерий m применим, то определить критические значения m по Табл. XVI (при Р=0,50) или по табл. XV (при Р<0,50) для данных n и Р.
3. Считать mэмп эмпирическую частоту встречаемости эффекта в об следованной выборке: mэмп=fэмп.
4. Если mэмп превышает критические значения, это означает, что эм пирическая частота достоверно превышает частоту, соответствую щую заданной вероятности.
5.4. Многофункциональные критерии как эффективные за менители традиционных критериев
Как было показано в предыдущих параграфах, многофункцио нальные критерии, главным образом критерий φ*, применим к решению всех трех типов задач, рассмотренных в Главах 2-4: сопоставление уровней, определение сдвигов и сравнение распределений признака. В тех случаях, когда обследованы две выборки испытуемых, критерий φ* может эффективно заменять или, по крайней мере, эффективно допол нять традиционные критерии: Q - критерий Розенбаума, U - критерий Манна-Уитни, критерий χ2 Пирсона и критерий λ Колмогорова-Смирнова.
В особенности полезна такая замена в следующих случаях:
Случай 1. Другие критерии неприменимы
Часто бывает так, что критерий Q неприменим вследствие совпа дения диапазонов двух выборок, а критерий U неприменим вследствие того, что количество наблюдений n>60.
В качестве примера сошлемся на задачу сравнения сдвигов оце нок в экспериментальной и контрольной группах после просмотра ви деозаписи и чтения текста о пользе телесных наказаний (см. параграф 3.2). Сдвиги в двух группах являются показателями, полученными не зависимо в двух группах испытуемых. Задача сравнения таких показа телей сдвига - это частный случай задачи сопоставления двух групп по уровню значений какого-либо признака. Такие задачи решаются с по мощью критериев Q Розенбаума и U Манна-Уитни (см. Табл. 3.1). Сводные данные по сдвигам в двух группах представлены в Табл. 5.14.
Таблица 5.14
Эмпирические частоты сдвигов разной интенсивности и направления в экспериментальной и контрольной группах после предъявления видеоза писи или письменного текста
|
Значения сдвига |
Количество сдвигов в экспе риментальной группе (n1=16) |
Количество сдвигов в кон трольной группе (n2=23) |
Суммы |
|
+5 +2 +1 |
0 3 19 |
1 5 11 |
1 8 30 |
|
0 |
38 |
65 |
103 |
|
-1 -2 |
4 0 |
8 2 |
12 2 |
|
Суммы |
64 |
92 |
156 |
В экспериментальной группе значения сдвигов варьируют от —2 до +2, а в контрольной группе от —2 до +5. Критерий Q неприменим. Критерий U неприменим, поскольку количество наблюдений (сдвигов) в каждой группе больше 60.
Применяем критерий φ*. Построим вначале четырехклеточную таблицу для положительных сдвигов, а затем - для нулевых.
Таблица 5.15
Четырехклеточная таблица для подсчета критерия φ* при сопоставле нии долей положительных сдвигов в экспериментальной и контрольной группах
|
Группы |
Есть эффект : сдвиг положительный |
"Нет эффекта".' сдвиг отрицательный или нулевок |
Суммы |
|
Группа 1 экспериментальная |
22 (34,4%) |
42 (656%) |
64 |
|
Группа 2 контрольная |
17 (18,5%) |
75 (81,5%) |
92 |
|
Суммы |
39 |
117 |
156 |
Сформулируем гипотезы.
H0: Доля положительных сдвигов в экспериментальной группе не больше, чем в контрольной.
H1: Доля положительных сдвигов в экспериментальной группе больше, чем в контрольной.
Далее действуем по Алгоритму 17.
Мы можем и точно определить уровень статистической значимо сти полученного результата по Табл. XIII Приложения 1:
при φ*эмп=2,242 р=0,013.
Ответ: H0 отклоняется. Принимается H1. Доля положительных сдвигов в экспериментальной группе больше, чем в контрольной (р<0,013).
Теперь перейдем к вопросу о меньшей доле нулевых сдвигов в экспериментальной группе.
Таблица 5.16
Четырехклеточная таблица для подсчета критерия φ* при сопоставле нии долей нулевых сдвигов в экспериментальной и контрольной группах
|
Группы |
"Есть эффект": сдвиг равен 0 |
"Нет сдвиг а": эффект не равен 0 |
Суммы |
||
|
Группа 1 экспериментальная |
38 |
(59,4%) |
26 |
(40,6%) |
64 |
|
Группа 2 контрольная |
65 |
(70,7%) |
27 |
(29,3%) |
92 |
|
Суммы |
103 |
53 |
156 |
Сформулируем гипотезы.
H0: Доля нулевых сдвигов в контрольной группе не больше, чем в экс периментальной.
H1: Доля нулевых сдвигов в контрольной группе больше, чем в экспе риментальной. Далее действуем по Алгоритму 17.
Ответ: H0 принимается. Доля нулевых сдвигов в контрольной группе не больше, чем в экспериментальной.
Итак, доля положительных сдвигов в экспериментальной группе больше, но доля нулевых сдвигов - примерно такая же, как и в кон трольной группе. Отметим, что в критерии знаков G все нулевые сдвиги были исключены из рассмотрения, поэтому полученный резуль тат дает дополнительную информацию, которую не мог дать критерий знаков.
Случай 2. Другие критерии неэффективны или слишком гро моздки
В качестве примера можно указать на задачу с сопоставлением показателей недостаточности в группах с большей и меньшей энергией вытеснения (см. Табл. 5.4).
Критерий Q дает незначимый результат:
Критерий U в данном случае применим и даже дает значимый результат (Uэмп=154,5; р<0,05), однако ранжирование показателей, многие из которых имеют одно и то же значение (например, значение 30 баллов встречается 13 раз), представляет определенные трудности.
Как мы помним, с помощью критерия φ* удалось доказать, что наиболее высокие показатели недостаточности (30 и более баллов) встречаются в группе с большей энергией вытеснения чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения (р=0,008) и что, с другой сто роны, самые низкие (нулевые) показатели встречаются чаще также в этой группе (р ≤0,05).
Другим примером может служить задача сопоставления распреде ления выборов желтого цвета в отечественной выборке и в выборке Х.Клара (см. параграф 4.3).
Критерий λ не выявил достоверных различий между двумя рас пределениями, однако позволил нам установить точку максимального накопленного расхождения между ними. Из Табл. 4.19 следует, что такой точкой является вторая позиция желтого цвета. Построим четы-рехклеточную таблицу, где "эффектом" будет считаться попадание жел того цвета на одну из первых двух позиций.
Таблица 5.17
Четырехклеточная таблица для расчета φ* при сопоставлении отечест венной выборки (n1=102) и выборки Х.Клара (n2=800) по положению желтого цвета в ряду предпочтений
|
Выборки |
"Есть эффект": желтый цвет на первых двух позициях |
"Нет эффекта": желтый цвет на позициях 3-8 |
Суммы |
|
Выборка 1 -отечественная |
39 (38.2%) |
63 (61,8%) |
102 |
|
Выборка 2 -Х.Клара |
211 (26,4%) |
589 (73,6%) |
800 |
|
Суммы |
250 |
652 |
902 |
Сформулируем гипотезы:
H0: Доля лиц, помещающих желтый цвет на одну из первых двух по зиций, в отечественной выборке не больше, чем в выборке Х.Клара.
H1: Доля лиц, поместивших желтый цвет на одну из первых двух по зиций, в отечественной выборке больше, чем в выборке X. Клара.
Далее действуем по Алгоритму 17.
Ответ: H0 отклоняется. Принимается H1: Доля лиц, поместив ших желтый цвет на одну из первых двух позиций, в отечественной выборке больше, чем в выборке Х.Клара (р<0,01).
Мы еще раз столкнулись с тем случаем, когда критерий А, сам по себе не выявляет достоверных различий, но помогает максимально ис пользовать возможности критерия φ*.
Случай 3. Другие критерии слишком трудоемки
Этот случай чаще всего относится к критерию χ2. Заменить его критерием φ* можно при условии, если сравниваются распределения при знака в двух выборках, а сам признак принимает всего два значения4.
В качестве примера можно привести задачу с соотношением муж ских и женских имен в записных книжках двух психологов (см. п. 4.2, Табл. 4.11).
Преобразуем Табл. 4.11 в четырехклеточную таблицу, где "эффектом" будем считать мужские имена.
Таблица 5.18
Четырехклеточная таблица для подсчета φ* при сопоставлении запис ных книжек двух психологов по соотношению мужских и женских имен
|
Группы |
"Есть аффект": мужские имена |
"Нет аффекта»: женские имена |
Суммы |
||
|
Группа 1 - выборка имен в книжке X. |
22 |
(32,8%) |
45 |
(67,2%) |
67 |
|
Группа 2 - выборка имен в книжке С. |
59 |
(35,1%) |
109 |
(64,9%) |
168 |
|
Суммы |
81 |
154 |
235 |
Сформулируем гипотезы.
H0: Доля мужских имен в записной книжке С. не больше, чем в за писной книжке X.
H1: Доля мужских имен в записной книжке С. больше, чем в записной книжке X.
Далее действуем по алгоритму.
По Табл. XIII Приложения 1 определяем, какому уровню досто верности соответствует это значение. Мы видим, что такого значения вообще нет в таблице. Построим "ось значимости".
Полученное эмпирическое значение - далеко в "зоне незначимости".
f*эмп>f*теор
Ответ: H0 принимается. Доля мужских имен в записной книжке психолога С. не больше, чем в запиской книжке психолога X.
Исследователь сам может решить для себя, какой метод ему в данном случае удобнее применить - χ2 или φ*. Похоже, что во втором случае меньше расчетов, хотя чуда не произошло: различия по-прежнему недостоверны.
Итак, мы убедились, что критерий φ* Фишера может эффектив но заменять традиционные критерии в тех случаях, когда их применение невозможно, неэффективно или неудобно по каким-то причинам.
Биномиальный критерий m может служить заменой критерия χ2 в случае альтернативных распределений или в случае, когда признак может принимать одно из нескольких значений и вероятность того, что он примет определенное значение, известна.
В качестве примера можно привести исследование, посвященное распределению предпочтений по 4-м типам мужественности (см. Задачу 3 к Главе 4). Если бы для испытуемых все 4 типа мужественности были одинаково привлекательными, то на первом месте примерно оди наковое количество раз оказывался бы каждый из типов. Иными сло вами, вероятность оказаться на первом месте для каждого типа состав ляла бы 1/4 т.е. Р=0.25.
В действительности же Национальный тип оказался на 1-м месте 19 раз, Современный - 7 раз, Религиозный - 3 раза и Мифологический - 2 раза. Можно попытаться определить, достоверно ли Национальный тип чаще оказывается на 1-м месте, чем это предписывается вероятно стью Р=0,25?
Сформулируем гипотезы.
H0; Частота попадания Национального типа мужественности на 1-е ме сто в ряду предпочтений не превышает частоты, соответствующей вероятности Р=0,25.
H1: Частота попадания Национального типа мужественности на 1-е ме сто в ряду предпочтений превышает частоту, соответствующую ве роятности Р=0,25.
Определим теоретическую частоту попадания того или иного типа мужественности на 1-е место при равновероятном выборе:
fтеор=n·Р=31-0,25=7,75
В данном случае соблюдаются требования, предусмотренные ог раничением 3: Р=0,25<0,50; fэмп>fтеор. Мы можем использовать би номиальный критерий при n<50. В данном случае n=31. По Табл. XV Приложения 1 определяем критические значения m при n=31, Р=0,25; Q=0,75:
Ответ: H0 отвергается. Частота попадания Национального типа мужественности на 1-е место в ряду предпочтений превышает частоту, соответствующую вероятности Р=0,25 (р<0,01).
Итак, Национальный тип мужественности действительно чаще оказывается на 1-м месте, чем это происходило бы в том случае, если бы он выбирался на 1-е место равновероятно с другими типами.
Отметим, что мы проверяли гипотезу не об отличии данного типа мужественности от других типов, а об отличии частоты его встречаемо сти от теоретически возможной величины при равновероятном выборе. Все остальные типы и остальные позиции выбора остаются "за кадром" нашего рассмотрения.
Аналогичным образом можно сопоставить с теоретической часто той эмпирическую частоту попадания любого другого типа на любую другую позицию.
5.5. Задачи для самостоятельной работы
ВНИМАНИЕ!
При выборе метода решения задачи рекомендуется использовать АЛГОРИТМ 19
Задача 9
В выборке студентов факультета психологии Санкт-Петербургского университета с помощью известного "карандашного" теста определялось преобладание правого или левого глаза в прицельной, способности глаз. Совпадают ли эти данные с результатами обследова ния 100 студентов медицинских специальностей, представленными Т.А. Доброхотовой и Н.Н. Брагиной (1994)?
Таблица 5.19
Показатели преобладания правого и левого глаза в выборке студентов-психологов (n1=14) и студентов-медиков (n2=100)
|
Количество испытуемых с преобладанием левого глаза |
Количество испытуемых с преобладанием правого глаз; |
Суммы |
|
|
1. Студенты-психологи |
е |
8 |
14 |
|
2. Студенты-медики |
19 |
81 |
100 |
|
Суммы |
25 |
89 |
114 |
Задача 10
В исследовании А. А. Кузнецова (1991) изучались различия в реагировании на вербальную агрессию между милиционерами патруль но-постовой службы и обычными гражданами. Экспериментатор в дневное время поджидал на достаточно многолюдной остановке вблизи от милицейского общежития появления мужчины в возрасте 25-35 лет и, установив с ним контакт глаз, обращался к нему с агрессивной фор мулой: "Ну, чего уставился?! Чего надо?!" Реакция испытуемого на блюдалась и запоминалась экспериментатором. После этого испытуемо му приносились извинения и предъявлялась справка о том, что ее предъявитель является исполнителем научного эксперимента по иссле дованию стилей реагирования на агрессию на факультете психологии Санкт-Петербургского университета. Кроме того, экспериментатор вы яснял, является ли испытуемый милиционером патрульно-постовой службы или обычным гражданином. Таким образом была собрана вы борка из 25 милиционеров, которые в данный момент были не в форме и не на посту, то есть были такими же участниками гражданской жиз ни, как и другие граждане, и выборка из 25 граждан, не являвшихся милиционерами. Из 25 милиционеров 10 не продолжили разговора с агрессором, а 15 продолжили его, обратившись к нему с ответной фра зой. Из этих 15 реакций 10 были неагрессивными и примирительными, например, "Так просто... Закурить не найдется?" или "Сколько време ни, не скажешь?" или дружески: "Ух ты какой!" или мягко: "А чего ты тут стоишь?" 5 реакций были агрессивными, например, "Что?! А ну, повтори!" или "Ты что-то вякнул или мне послышалось?" или "Я тебе сейчас уставлюсь. Ну-ка, иди сюда!"
Из 25 гражданских лиц 18 предпочли не вступать в разговор, 3 человека продолжили контакт, обратившись к экспериментатору с неаг рессивной, примирительной фразой вроде: "Ничего, просто смотрю" или "А может быть, вы мне понравились". Оставшиеся 4 человека продол жили контакт, дав агрессивный ответ, например, "А ты что, резкий, что ли?" и т.п.
Вопросы:
1. Можно ли утверждать, что милиционеры патрульно-постовой службы в большей степени склонны продолжать разговор с агрессором, чем другие граждане?
2. Можно ли утверждать, что милиционеры склонны отвечать агрессору более примирительно, чем гражданские лица?
Задача 11
В анкетном опросе английских общепрактикующих врачей (Курочкин М. А., Сидоренко Е. В., Чураков Ю. А., 1992) было ус тановлено, что врачи, уже перешедшие на самостоятельный бюджет, как правило, работают в приемных с большим количеством партнеров, чем врачи, не перешедшие на самостоятельный бюджет. Возможно, врачам легче решиться взять фонды, когда их "команда" больше, но может быть, "команда" становится больше уже после того, как врачи данной приемной согласились взять фонды. Причину и следствие уста новить трудно. Пока необходимо установить другое: действительно ли в приемных с фондами работают большие по составу команды врачей, чем в приемных без фондов? Может ли некая фармацевтическая фирма ориентироваться на эту тенденцию при построении стратегии продвиже ния своего товара?
Таблица 5.20
Показатели количества партнеров у врачей с фондами и врачей без фондов (по данным М.А. Курочкина, Е.В. Сидоренко, Ю.А. Чуракова, 1992)
|
Количество партнеров |
Эмпирические частоты |
Всего |
||
|
в выборке врачей с фондам» (n1=49) |
в выборке врачей без фондов (n2=28) |
|||
|
1 2 3 4 |
2 и менее 3-4 партнера 5-6 партнеров 7 и более |
2 6 27 14 |
15 5 8 0 |
17 11 35 14 |
|
Суммы |
49 |
28 |
77 |
Задача 12
Наблюдателем установлено, что 51 человек из 70-ти выбрал пра вую дорожку при переходе из точки А в точку Б, а 19 человек - левую (см. параграф 4.2).
Можно ли утверждать, что правая дорожка предпочиталась дос товерно чаще?
5.6. Алгоритм выбора многофункциональных критериев
5.7. Математическое сопровождение к описанию критерия φ* Фишера
Угловое преобразование позволяет перевести процентные доли, которые сами по себе имеют распределение, далекое от нормального, в величину φ, распределе ние которой близко к нормальному (Гублер Е.В., 1978, с. 84). Это дает опреде ленные преимущества в том случае, если мы хотим использовать параметрические критерии, требующие нормальности распределений.
Как видно из графика на Рис. 5.1, φ нарастает в общем пропорционально про центной доле, но при этом на крайних значениях φ кривая характеризуется боль шей крутизной.
Благодаря этому для малых долей (меньше 20%) и больших долей (больше 80%) определение достоверности разности долей по соответствующим углам φ дает более правильные результаты, а для долей в пределах от 20 до 80% замена их углами φ дает такие же результаты, какие получаются и без этой замены, но техника вычислений при этом упрощается (Плохинский Н.А., 1970, с. 143).
Углы φ измеряются в радианах. Радиан - это угол, являющийся центральным для дуги, длина которой равна радиусу окружности (Рис. 5.5).
1 радиан равен 57°17'44".
Величина φ определяется по формуле:
где Р - доля, выраженная в долях единицы;
arcsin - обратная синусу тригонометрическая функция.
Иными словами, синус угла φ/2 равен корню квадратному из Р. Напомним, что sinφ=а/с (см. Рис. 5.6), a arcsin а/с= φ
Величину φ можно вычислить в радианах или определить по специальной таб лице (Табл. XII Приложения 1).
Н.А. Плохинский использует иную формулу определения ф:
где φ1 - значение угла для первой доли;
φ2- значение угла для второй доли;
n1 - количество наблюдений в первой выборке;
n2 - количество наблюдений во второй выборке.
Эмпирические значения Fd сопоставляются с критическими значениями крите рия F Фишера, которые определяются по таблице для степеней свободы v1 и v2, определяемых как:
По нашему опыту, этот вариант критерия с использованием углового преобра зования дает менее точные результаты, чем вариант Е.В. Гублера (1978).
1 FPI-R - Фрайбургский личностный опросник
2 В первоначальной выборке было 50 человек, но 8 из них были исключены из рассмотрения как имеющие средний балл по показателю анергии вытеснения (14-15). Показатели интенсивности чувства недостаточности у них тоже средние: 6 значений по 20 баллов и 2 значения по 25 баллов.
3 Поправка на непрерывность вносится во всех случаях, когда признак принимает всего два значения и число степеней свободы поэтому равно 1 (см. параграф 4.2)
4 В принципе признак может принимать и большее количество значений, так как любую шкалу, как мы убедились, можно свести к альтернативной шкале "Есть эффект" - "Нет эффекта".