Öğrenci t-Ölçek - Students t-test - Wikipedia

t-Ölçek herhangi biri istatistiksel hipotez testi içinde test istatistiği takip eder Öğrenci t-dağıtım altında sıfır hipotezi.

Bir t-test, test istatistiği aşağıdakileri takip ettiğinde en yaygın olarak uygulanır normal dağılım eğer bir ölçekleme terimi test istatistiklerinde biliniyordu. Ölçeklendirme terimi bilinmediğinde ve yerine veri, test istatistikleri (belirli koşullar altında) bir Öğrencinin t dağıtım. t-test, örneğin, iki veri setinin ortalamasının olup olmadığını belirlemek için kullanılabilir. önemli ölçüde birbirinden farklı.

Tarih

William Sealy Gosset, "t-statistic "ve altında yayınladı takma isim "Öğrenci".

Dönem "t-istatik "," hipotez test istatistiği "nden kısaltılır.[1][kaynak belirtilmeli ] İstatistiklerde, t dağılımı ilk olarak bir arka dağıtım tarafından 1876'da Helmert[2][3][4] ve Lüroth.[5][6][7] T dağılımı da Pearson Type olarak daha genel bir biçimde ortaya çıktı IV dağıtım Karl Pearson 1895 kağıdı.[8] Bununla birlikte, T-Distribution olarak da bilinir Student's T Dağılımı adını nereden alıyor William Sealy Gosset bilimsel dergide ilk kez 1908'de İngilizce olarak yayınlayan Biometrika takma adını kullanarak "Öğrenci"[9][10] çünkü işvereni, çalışanların bilimsel makaleler yayınlarken gerçek isimleri yerine takma isimler kullanmasını tercih ettiğinden, kimliğini gizlemek için "Öğrenci" adını kullandı.[11] Gosset şurada çalıştı Guinness Bira Fabrikası içinde Dublin, İrlanda ve küçük numunelerin problemleriyle - örneğin, küçük numune boyutlarına sahip arpanın kimyasal özellikleri ile ilgileniyordu. Bu nedenle Öğrenci teriminin etimolojisinin ikinci bir versiyonu, Guinness'in rakiplerinin hammadde kalitesini belirlemek için t-testini kullandıklarını bilmelerini istememesidir. Sonrasında "Öğrenci" teriminin kaleme alındığı kişi William Gosset olmasına rağmen, aslında Ronald Fisher dağıtımın "Öğrenci dağıtımı" olarak tanınmaya başladığını[12] ve "Öğrenci t testi".

Gosset şu nedenlerle işe alınmıştı: Claude Guinness en iyi mezunları işe alma politikası Oxford ve Cambridge başvurmak biyokimya ve İstatistik Guinness'in endüstriyel süreçlerine.[13] Gosset, t-kaliteyi izlemenin ekonomik bir yolu olarak test edin sağlam. t- Test çalışması dergiye gönderildi ve dergiye kabul edildi Biometrika ve 1908'de yayınlandı.[14] Guinness'teki şirket politikası, kimyagerlerinin bulgularını yayınlamasını yasakladı, bu nedenle Gosset istatistiksel çalışmasını "Öğrenci" takma adı altında yayınladı (bkz. Öğrenci t-dağıtım bu takma ismin ayrıntılı bir tarihi için, gerçek terimle karıştırılmaması gereken Öğrenci ).

Guinness'in, Gosset'in 1906–1907 akademik yılının ilk iki döneminde kullandığı, teknik personelin eğitim için ayrılmalarına (sözde "çalışma izni") izin veren bir politikası vardı. Profesör Karl Pearson Biyometrik Laboratuvarı University College London.[15] Gosset'in kimliği daha sonra istatistikçiler ve genel yayın yönetmeni Karl Pearson tarafından biliniyordu.[16]

Kullanımlar

En sık kullanılanlar arasında t- testler şunlardır:

  • Tek örnek konum testi bir popülasyonun ortalamasının bir sıfır hipotezi.
  • Boş hipotezin iki örnekli konum testi, öyle ki anlamına geliyor iki popülasyonun oranı eşittir. Bu tür tüm testlere genellikle Öğrenci t-testler, ancak kesin olarak konuşursak, bu ad yalnızca varyanslar iki popülasyonun da eşit olduğu varsayılmaktadır; bu varsayım düştüğünde kullanılan testin biçimi bazen denir Welch's t-Ölçek. Bu testler genellikle "eşleşmemiş" veya "bağımsız örnekler" olarak adlandırılır. t-testler, tipik olarak uygulandığında istatistiksel birimler karşılaştırılan iki örnek birbiriyle örtüşmez.[17]

Varsayımlar

Çoğu test istatistiğinin formu vardır t = Z/s, nerede Z ve s verilerin işlevleridir.

Z alternatif hipoteze duyarlı olabilir (yani, alternatif hipotez doğru olduğunda büyüklüğü daha büyük olma eğilimindedir), oysa s bir ölçekleme parametresi dağıtımına izin veren t belirlenecek.

Örnek olarak, tek örneklemde t-Ölçek

nerede X ... örnek anlamı bir örnekten X1, X2, …, Xn, boyut n, s ... ortalamanın standart hatası, tahmini standart sapma nüfusun ve μ ... nüfus anlamı.

A'nın altında yatan varsayımlar t-yukarıdaki en basit haliyle test:

  • X ortalama ile normal bir dağılım izler μ ve varyans σ2/n
  • s2(n − 1)/σ2 takip eder χ2 dağıtım ile n − 1 özgürlük derecesi. Bu varsayım, tahmin için kullanılan gözlemler s2 normal bir dağılımdan gelir (ve her grup için i.i.d).
  • Z ve s vardır bağımsız.

İçinde t- İki bağımsız örneklemin ortalamasını karşılaştıran test, aşağıdaki varsayımlar karşılanmalıdır:

  • Karşılaştırılan iki popülasyonun araçları takip etmelidir normal dağılımlar. Zayıf varsayımlar altında, bu, Merkezi Limit Teoremi, her gruptaki gözlemlerin dağılımı normal olmadığında bile.[18]
  • Öğrencinin orijinal tanımını kullanıyorsanız t-test, karşılaştırılan iki popülasyon aynı varyansa sahip olmalıdır (kullanılarak test edilebilir F-Ölçek, Levene testi, Bartlett testi, ya da Brown-Forsythe testi; veya grafiksel olarak değerlendirilebilir Q-Q grafiği ). Karşılaştırılan iki gruptaki örnek büyüklükleri eşitse, Öğrenci orijinali t-test, eşit olmayan varyansların varlığına karşı oldukça sağlamdır.[19] Welch's t-Ölçek örnek büyüklüklerinin benzer olup olmadığına bakılmaksızın varyansların eşitliğine duyarsızdır.
  • Testi gerçekleştirmek için kullanılan veriler ya karşılaştırılan iki popülasyondan bağımsız olarak örneklenmeli ya da tamamen eşleştirilmelidir. Bu genellikle verilerden test edilemez, ancak verilerin bağımlı olduğu biliniyorsa (örneğin, test tasarımıyla eşleştirilmişse), bağımlı bir test uygulanmalıdır. Kısmen eşleştirilmiş veriler için klasik bağımsız t-testler geçersiz sonuçlar verebilir çünkü test istatistiği aşağıdakileri izlemeyebilir: t dağıtım, bağımlı iken t-test, eşleşmemiş verileri attığı için yetersizdir.[20]

Çoğu iki örnek t- Testler, varsayımlardan büyük sapmalar dışında hepsine karşı sağlamdır.[21]

İçin kesinlik, t-test ve Z- Test, örneklem ortalamalarının normalliğini gerektirir ve t-test ayrıca örnek varyansının ölçeklendirilmiş bir χ2 dağıtım ve örnek ortalamasının ve örnek varyansının istatistiksel olarak bağımsız. Bu koşullar karşılanırsa, bireysel veri değerlerinin normalliği gerekli değildir. Tarafından Merkezi Limit Teoremi orta büyüklükteki örneklem ortalamaları, veriler normal olarak dağılmasa bile, genellikle normal bir dağılımla iyi tahmin edilir. Normal olmayan veriler için, örnek varyansının dağılımı, büyük ölçüde bir χ2 dağıtım. Ancak, örneklem büyüklüğü büyükse, Slutsky teoremi örnek varyans dağılımının test istatistiğinin dağılımı üzerinde çok az etkiye sahip olduğunu ima eder.

Eşlenmemiş ve eşleştirilmiş iki örnek t-testler

Eşlenmemiş ve eşleştirilmiş iki örneklemde Tip I hatası t- korelasyonun bir fonksiyonu olarak testler. Simüle edilen rastgele sayılar, 1 varyansı olan iki değişkenli normal dağılımdan kaynaklanır. Anlamlılık seviyesi% 5 ve vaka sayısı 60'tır.
Eşlenmemiş ve eşleştirilmiş iki numunenin gücü t- korelasyonun bir fonksiyonu olarak testler. Simüle edilen rasgele sayılar, varyansı 1 ve beklenen değeri 0,4 olan iki değişkenli normal dağılımdan kaynaklanır. Anlamlılık düzeyi% 5 ve vaka sayısı 60'tır.

İki örnek t- Ortalamadaki farklılığa yönelik testler, bağımsız numuneleri (eşleşmemiş numuneler) veya eşleştirilmiş numuneleri içerir. Eşlendi t-testler bir çeşittir engelleme ve daha fazlasına sahip güç karşılaştırılan iki grubun üyeliğinden bağımsız olan "gürültü faktörleri" açısından eşleştirilmiş üniteler benzer olduğunda eşleşmemiş testlere göre.[22] Farklı bir bağlamda eşleştirilmiş t-testler, etkilerini azaltmak için kullanılabilir karıştırıcı faktörler içinde gözlemsel çalışma.

Bağımsız (eşleşmemiş) örnekler

Bağımsız örnekler t-test iki ayrı set olduğunda kullanılır bağımsız ve aynı şekilde dağıtılmış karşılaştırılan iki popülasyonun her birinden birer örnek elde edilir. Örneğin, bir tıbbi tedavinin etkisini değerlendirdiğimizi ve çalışmamıza 100 denek kaydettiğimizi, ardından rastgele 50 deneği tedavi grubuna ve 50 deneği kontrol grubuna atadığımızı varsayalım. Bu durumda, iki bağımsız örneğimiz var ve eşleştirilmemiş formunu kullanacağız. t-Ölçek.

Eşleştirilmiş örnekler

Eşleştirilmiş örnekler t- testler tipik olarak benzer eşleştirilmiş çiftlerin bir örneğinden oluşur. birimleri veya iki kez test edilmiş bir birim grubu ("tekrarlanan önlemler" t-Ölçek).

Tekrarlanan önlemlerin tipik bir örneği tTest, deneklerin bir tedaviden önce örneğin yüksek tansiyon için test edildiği ve aynı deneklerin kan basıncını düşürücü bir ilaçla tedaviden sonra tekrar test edildiği yerdir. Aynı hastanın tedavi öncesi ve sonrası sayılarını karşılaştırarak, her hastayı kendi kontrolü olarak etkin bir şekilde kullanıyoruz. Bu şekilde, boş hipotezin doğru reddi (burada: tedavinin hiçbir farkı yoktur), basitçe rasgele hastalar arası varyasyon artık ortadan kaldırıldığı için istatistiksel güç artarak çok daha olası hale gelebilir. Bununla birlikte, istatistiksel gücün artmasının bir bedeli vardır: daha fazla test gereklidir ve her konu iki kez test edilmelidir. Örneklemin yarısı artık diğer yarısına bağlı olduğundan, Student's eşleştirilmiş versiyonu t-test sadece n/2 − 1 serbestlik derecesi (ile n toplam gözlem sayısı). Çiftler ayrı test birimleri haline gelir ve aynı sayıda serbestlik derecesine ulaşmak için numunenin iki katına çıkarılması gerekir. Normalde vardır n − 1 serbestlik derecesi (ile n toplam gözlem sayısı).[23]

Eşleştirilmiş örnekler t- "Eşleşen çiftler örneğine" dayalı test, daha sonra ilgili değişkenle birlikte ölçülen ek değişkenler kullanılarak eşleştirilmiş bir örnek oluşturmak için kullanılan eşleşmemiş bir numuneden elde edilir.[24] Eşleştirme, çiftin diğer ölçülen değişkenler açısından benzer olduğu iki numunenin her birinden bir gözlemden oluşan değer çiftlerinin tanımlanmasıyla gerçekleştirilir. Bu yaklaşım bazen kafa karıştırıcı faktörlerin etkilerini azaltmak veya ortadan kaldırmak için gözlemsel çalışmalarda kullanılır.

Eşleştirilmiş örnekler t-testlere genellikle "bağımlı örnekler" denir t-testler ".

Hesaplamalar

Çeşitli işlemleri gerçekleştirmek için kullanılabilecek açık ifadeler t- Testler aşağıda verilmiştir. Her durumda, bir test istatistiğinin formülü, bir tsıfır hipotezi altında -dağıtım verilmiştir. Ayrıca uygun özgürlük derecesi her durumda verilmiştir. Bu istatistiklerin her biri, aşağıdakilerden birini gerçekleştirmek için kullanılabilir: tek kuyruklu veya iki kuyruklu test.

Bir kere t değer ve serbestlik dereceleri belirlenir, a p-değer kullanılarak bulunabilir Student's değer tablosu t-dağıtım. Hesaplanırsa p-değer, seçilen eşiğin altında İstatistiksel anlamlılık (genellikle 0,10, 0,05 veya 0,01 düzeyi), ardından boş hipotez alternatif hipotez lehine reddedilir.

Tek örnek t-Ölçek

Popülasyon ortalamasının belirli bir değere eşit olduğu boş hipotezini test ederken μ0biri istatistik kullanır

nerede örnek ortalamadır, s ... Numune standart sapması ve n örnek boyuttur. Bu testte kullanılan serbestlik dereceleri n − 1. Ana popülasyonun normal olarak dağıtılmasına gerek olmamasına rağmen, örneklem popülasyonunun dağılımı, normal olduğu varsayılır.

Tarafından Merkezi Limit Teoremi, gözlemler bağımsızsa ve ikinci an varsa, o zaman yaklaşık olarak normal N (0; 1) olacaktır.

Bir regresyon çizgisinin eğimi

Birinin modele uyduğunu varsayalım

nerede x bilinen, α ve β bilinmiyor, ε ortalama 0 ve bilinmeyen varyansı olan normal olarak dağıtılmış bir rastgele değişkendir σ2, ve Y ilginin sonucudur. Eğimin sıfır hipotezini test etmek istiyoruz. β belirli bir değere eşittir β0 (genellikle 0 olarak alınır, bu durumda boş hipotez şudur: x ve y ilişkisizdir).

İzin Vermek

Sonra

var tile dağıtım n − 2 sıfır hipotezi doğruysa serbestlik derecesi. eğim katsayısının standart hatası:

kalıntılar açısından yazılabilir. İzin Vermek

Sonra tPuan tarafından verilir:

Belirlemenin başka bir yolu tPuan dır-dir:

nerede r ... Pearson korelasyon katsayısı.

tskor, kesme den belirlenebilir tskor, eğim:

nerede sx2 örnek varyans.

Bağımsız iki örnek t-Ölçek

Eşit numune boyutları ve varyans

İki grup (1, 2) verildiğinde, bu test yalnızca aşağıdaki durumlarda uygulanabilir:

  • iki örnek boyutu (yani sayı n her grubun katılımcıları) eşittir;
  • iki dağılımın aynı varyansa sahip olduğu varsayılabilir;

Bu varsayımların ihlalleri aşağıda tartışılmaktadır.

t ortalamaların farklı olup olmadığını test etmek için istatistik aşağıdaki gibi hesaplanabilir:

nerede

Buraya sp ... havuzlanmış standart sapma için n = n1 = n2 ve s 2
X1
ve s 2
X2
bunlar tarafsız tahmin ediciler of varyanslar iki örnek. Paydası t ... standart hata iki araç arasındaki farkın

Anlamlılık testi için, özgürlük derecesi bu test için 2n − 2 nerede n her gruptaki katılımcı sayısıdır.

Eşit veya eşit olmayan örnek boyutları, benzer varyanslar (1/2 < sX1/sX2 < 2)

Bu test sadece iki dağılımın aynı varyansa sahip olduğu varsayıldığında kullanılır. (Bu varsayım ihlal edildiğinde, aşağıya bakın.) Önceki formüller, aşağıdaki formüllerin özel bir durumudur, her iki örnek de boyut olarak eşit olduğunda bunlar kurtarılır: n = n1 = n2.

t ortalamaların farklı olup olmadığını test etmek için istatistik aşağıdaki gibi hesaplanabilir:

nerede

bir tahmincidir havuzlanmış standart sapma iki örnek: bu şekilde tanımlanır, böylece karesi bir tarafsız tahminci popülasyon ortalamalarının aynı olup olmadığı ortak varyans. Bu formüllerde, nben − 1 her bir grup için serbestlik derecesi sayısı ve toplam örnek boyutu eksi iki (yani, n1 + n2 − 2) anlamlılık testinde kullanılan toplam serbestlik derecesi sayısıdır.

Eşit veya eşit olmayan örnek boyutları, eşit olmayan varyanslar (sX1 > 2sX2 veya sX2 > 2sX1)

Welch's olarak da bilinen bu test t-test, yalnızca iki popülasyon varyansının eşit olmadığı varsayıldığında (iki örnek boyutu eşit olabilir veya olmayabilir) ve bu nedenle ayrı ayrı tahmin edilmesi gerektiğinde kullanılır. t nüfus ortalamalarının farklı olup olmadığını test etmek için istatistik şu şekilde hesaplanır:

nerede

Buraya sben2 ... tarafsız tahminci of varyans iki numunenin her birinin nben = gruptaki katılımcı sayısı ben (1 yada 2). Bu durumda s2
Δ
havuzlanmış bir varyans değildir. Anlamlılık testinde kullanım için, test istatistiğinin dağılımı sıradan bir Öğrencinin t- kullanılarak hesaplanan serbestlik dereceleri ile dağılım

Bu, Welch-Satterthwaite denklemi. Test istatistiğinin gerçek dağılımı aslında iki bilinmeyen popülasyon varyansına (biraz) bağlıdır (bkz. Behrens-Fisher sorunu ).

Bağımlı t- eşleştirilmiş örnekler için test

Bu test, numuneler bağımlı olduğunda kullanılır; yani, iki kez test edilmiş (tekrarlanan ölçümler) yalnızca bir numune olduğunda veya eşleşen veya "eşleşmiş" iki numune olduğunda. Bu bir örnektir eşleştirilmiş fark testi. t istatistik şu şekilde hesaplanır:

nerede ve tüm çiftler arasındaki farkların ortalama ve standart sapmasıdır. Çiftler örn. ya bir kişinin ön test ve son test puanları ya da anlamlı gruplara uyan ikili çiftler (örneğin aynı aileden veya yaş grubundan gelenler: tabloya bakınız). Sabit μ0 Farkın ortalamasının önemli ölçüde farklı olup olmadığını test etmek istiyorsak sıfırdır. Kullanılan serbestlik derecesi n − 1, nerede n çiftlerin sayısını temsil eder.

Tekrarlanan ölçüm örnekleri
NumaraİsimTest 1Test 2
1Mike35%67%
2Melanie50%46%
3Melissa90%86%
4Mitchell78%91%
Eşleşen çiftlere örnek
ÇiftİsimYaşÖlçek
1John35250
1Jane36340
2Jimmy22460
2Jessy21200

Çalışılan örnekler

İzin Vermek Bir1 altı ölçümden rastgele bir örnek çizerek elde edilen bir seti gösterir:

ve izin ver Bir2 benzer şekilde elde edilen ikinci bir seti gösterir:

Bunlar, örneğin, bir kovadan seçilen vidaların ağırlıkları olabilir.

Boş hipotezin testlerini yapacağız. anlamına geliyor İki örneğin alındığı popülasyonların oranı eşittir.

Her biri ile gösterilen iki numune aracı arasındaki fark XbenYukarıda tartışılan tüm iki örnekli test yaklaşımları için payda görünen,

Örnek Standart sapma iki numune için sırasıyla yaklaşık 0.05 ve 0.11'dir. Bu kadar küçük örnekler için, iki popülasyon varyansı arasında bir eşitlik testi çok güçlü olmayacaktır. Örnek büyüklükleri eşit olduğundan, iki örneklemin iki formu t-test bu örnekte benzer şekilde çalışacaktır.

Eşitsiz varyanslar

Eşitsiz varyanslar için yaklaşım (yukarıda tartışılmıştır) izlenirse, sonuçlar

ve serbestlik dereceleri

Test istatistiği yaklaşık 1.959'dur ve iki kuyruklu bir test verir p0.09077 değeri.

Eşit farklar

Eşit varyanslar için yaklaşım (yukarıda tartışılmıştır) izlenirse, sonuçlar

ve serbestlik dereceleri

Test istatistiği yaklaşık olarak 1.959'a eşittir, bu da iki kuyruklu p-0.07857 değeri.

İlgili istatistiksel testler

Alternatifler t- konum problemleri için test

t-test iki i.i.d. ortalamasının eşitliği için kesin bir test sağlar. bilinmeyen ancak eşit varyanslara sahip normal popülasyonlar. (Welch's t-Ölçek verilerin normal olduğu ancak varyansların farklı olabileceği durum için neredeyse kesin bir testtir.) Orta derecede büyük numuneler ve tek kuyruklu bir test için, t-test, normallik varsayımının nispeten güçlü ve orta derecede ihlalidir.[25] Yeterince büyük örneklerde, t-testi asimptotik olarak z-Ölçek ve normallikten büyük sapmalara bile sağlam hale gelir.[18]

Veriler büyük ölçüde normal değilse ve örnek boyutu küçükse, t-test yanıltıcı sonuçlar verebilir. Görmek Gauss ölçekli karışım dağılımları için konum testi normal olmayan dağılımların belirli bir ailesiyle ilgili bazı teoriler için.

Normallik varsayımı geçerli olmadığında, parametrik olmayan alternatif t-test daha iyi olabilir istatistiksel güç. Bununla birlikte, veriler gruplar arasında farklı varyanslarla normal olmadığında, bir t testi daha iyi olabilir tip-1 hatası bazı parametrik olmayan alternatiflerden daha kontrol.[26] Ayrıca, parametrik olmayan yöntemler, örneğin Mann-Whitney U testi Aşağıda tartışıldığında, tipik olarak bir araç farkını test etmeyin; bu nedenle, bir araç farkı birincil bilimsel ilgi konusuysa dikkatli kullanılmalıdır.[18] Örneğin, Mann-Whitney U testi, her iki grup da aynı dağılıma sahipse tip 1 hatasını istenen alfa düzeyinde tutacaktır. Ayrıca, B grubunun A ile aynı dağılıma sahip olduğu, ancak bir sabitle bir miktar kaymadan sonra (bu durumda iki grubun araçlarında gerçekten de bir fark olacaktır) bir alternatifi tespit etme gücüne sahip olacaktır. Bununla birlikte, grup A ve B'nin farklı dağılımlara sahip olacağı ancak aynı araçlarla (biri pozitif çarpıklık diğeri negatif olan ancak aynı araçlara sahip olacak şekilde kaydırılan iki dağılım gibi) durumlar olabilir. Bu gibi durumlarda, MW, Boş hipotezini reddetmede alfa seviyesinden daha fazla güce sahip olabilir, ancak araçlardaki farklılığın yorumunu böyle bir sonuca atfetmek yanlış olacaktır.

Varlığında aykırı t-testi sağlam değildir. Örneğin, veri dağılımları asimetrik olduğunda iki bağımsız örnek için (yani, dağılımlar çarpitilmis ) veya dağılımların büyük kuyrukları vardır, ardından Wilcoxon sıra toplamı testi (aynı zamanda Mann-Whitney U Ölçek ) üç ila dört kat daha yüksek güce sahip olabilir t-Ölçek.[25][27][28] Eşleştirilmiş numunelerin parametrik olmayan karşılığı t-test Wilcoxon işaretli sıra testi eşleştirilmiş örnekler için. Aşağıdakiler arasında seçim yapma üzerine bir tartışma için t-test ve parametrik olmayan alternatifler, bkz. Lumley, et al. (2002).[18]

Tek yön varyans analizi (ANOVA) iki örneklemi genelleştirir t-Veri ikiden fazla gruba ait olduğunda test edin.

Hem eşleştirilmiş gözlemleri hem de bağımsız gözlemleri içeren bir tasarım

İki örnek tasarımda hem eşleştirilmiş gözlemler hem de bağımsız gözlemler mevcut olduğunda, verilerin tamamen rastgele (MCAR) eksik olduğu varsayılarak, yukarıdaki standart testlere devam etmek için eşleştirilmiş gözlemler veya bağımsız gözlemler atılabilir. Alternatif olarak, normallik ve MCAR varsayılarak, mevcut tüm verilerden yararlanılarak, genelleştirilmiş kısmen örtüşen örnekler t-testi kullanılabilir.[29]

Çok değişkenli test

Student's bir genelleme t istatistik, denir Otelcilik tkaresel istatistik, hipotezlerin aynı örneklem içinde birden çok (genellikle ilişkili) ölçülerle test edilmesine olanak tanır. Örneğin, bir araştırmacı, birden çok kişilik ölçeklerinden oluşan bir kişilik testine birkaç denek gönderebilir (ör. Minnesota Çok Yönlü Kişilik Envanteri ). Bu türden ölçümler genellikle pozitif olarak ilişkilendirildiğinden, ayrı tek değişkenli ölçümler yapılması tavsiye edilmez. t- Hipotezleri test etmek için testler, çünkü bunlar önlemler arasındaki kovaryansı ihmal eder ve en az bir hipotezi yanlış bir şekilde reddetme şansını artırır (Tip I hatası ). Bu durumda, hipotez testi için tek bir çok değişkenli test tercih edilir. Fisher's Method birden çok testi birleştirmek için alfa testler arasında pozitif korelasyon için azalmış birdir. Bir diğeri Hotelling'in T2 istatistik bir T2 dağıtım. Bununla birlikte, uygulamada dağılım nadiren kullanılmaktadır, çünkü T2 bulmak zor. Genelde, T2 bunun yerine bir F istatistik.

Tek örneklemli çok değişkenli bir test için hipotez, ortalama vektörün (μ) belirli bir vektöre eşittir (μ0). Test istatistiği Otelcilik t2:

nerede n örnek boyutu, x sütun ortalamalarının vektörü ve S bir m × m örnek kovaryans matrisi.

İki örneklemli çok değişkenli bir test için hipotez, ortalama vektörlerin (μ1, μ2) iki numunenin) eşittir. Test istatistiği Hotelling'in iki örneği t2:

Yazılım uygulamaları

Birçok hesap tablosu programlar ve istatistik paketleri, örneğin QtiPlot, LibreOffice Calc, Microsoft Excel, SAS, SPSS, Stata, DAP, Gretl, R, Python, PSPP, Matlab ve Minitab, Öğrenci uygulamalarının t-Ölçek.

Dil / ProgramFonksiyonNotlar
Microsoft Excel 2010 öncesiTTEST (dizi1, dizi2, kuyruklar, tip)Görmek [1]
Microsoft Excel 2010 ve sonrasıT.TEST (dizi1, dizi2, kuyruklar, tip)Görmek [2]
LibreOffice CalcTTEST (Veri1; Veri2; Modu; Tür)Görmek [3]
Google E-TablolarTTEST (aralık1, aralık2, kuyruklar, tür)Görmek [4]
Pythonscipy.stats.ttest_ind (a, b, equ_var = True)Görmek [5]
Matlabttest (veri1, veri2)Görmek [6]
MathematicaTTest [{veri1, veri2}]Görmek [7]
Rt.test (veri1, veri2, var.equal = DOĞRU)Görmek [8]
SASPROC TTESTGörmek [9]
JavatTest (örnek1, örnek2)Görmek [10]
JuliaEqualVarianceTTest (örnek1, örnek2)Görmek [11]
Statattest data1 == data2Görmek [12]

Ayrıca bakınız

Referanslar

Alıntılar

  1. ^ Sağlık ve Hastalıkta Mikrobiyom. Akademik Basın. 2020-05-29. s. 397. ISBN  978-0-12-820001-8.
  2. ^ Szabó, István (2003), Technische Mechanik'te Einführung, Springer Berlin Heidelberg, s. 196–199, doi:10.1007/978-3-642-61925-0_16, ISBN  978-3-540-13293-6 Eksik veya boş | title = (Yardım); | bölüm = yok sayıldı (Yardım)
  3. ^ Schlyvitch, B. (Ekim 1937). "Untersuchungen über den anastomotischen Kanal zwischen der Arteria coeliaca und mesenterica superior und damit in Zusammenhang stehende Fragen". Zeitschrift für Anatomie und Entwicklungsgeschichte. 107 (6): 709–737. doi:10.1007 / bf02118337. ISSN  0340-2061. S2CID  27311567.
  4. ^ Helmert (1876). "Die Genauigkeit der Formel von Peters zur Berechnung des wahrscheinlichen Beobachtungsfehlers directer Beobachtungen gleicher Genauigkeit". Astronomische Nachrichten (Almanca'da). 88 (8–9): 113–131. Bibcode:1876AN ..... 88..113H. doi:10.1002 / asna.18760880802.
  5. ^ Lüroth, J. (1876). "Vergleichung von zwei Werthen des wahrscheinlichen Fehlers". Astronomische Nachrichten (Almanca'da). 87 (14): 209–220. Bibcode:1876AN ..... 87..209L. doi:10.1002 / asna.18760871402.
  6. ^ Pfanzagl J, Sheynin O (1996). "Olasılık ve istatistik tarihinde çalışmalar. XLIV. T dağılımının öncüsü". Biometrika. 83 (4): 891–898. doi: 10.1093 / biomet / 83.4.891. BAY 1766040.
  7. ^ Sheynin, Oscar (1995). "Helmert'in hata teorisindeki çalışması". Tam Bilimler Tarihi Arşivi. 49 (1): 73–104. doi:10.1007 / BF00374700. ISSN  0003-9519. S2CID  121241599.
  8. ^ Pearson, K. (1895-01-01). "Matematiksel Evrim Teorisine Katkılar. II. Homojen Malzemede Çarpıklık Değişimi". Royal Society A'nın Felsefi İşlemleri: Matematik, Fizik ve Mühendislik Bilimleri. 186: 343–414 (374). doi: 10.1098 / rsta.1895.0010. ISSN 1364-503X
  9. ^ "Öğrenci" William Sealy Gosset (1908). "Bir ortalamanın olası hatası" (PDF). Biometrika. 6 (1): 1–25. doi: 10.1093 / biomet / 6.1.1. hdl: 10338.dmlcz / 143545. JSTOR 2331554
  10. ^ "T Tablosu | T Tablosunun Tarihçesi, Etimoloji, tek kuyruklu T Tablosu, iki kuyruklu T Tablosu ve T istatistiği".
  11. ^ Wendl MC (2016). "Sahte şöhret". Bilim. 351 (6280): 1406. doi: 10.1126 / science.351.6280.1406. PMID  27013722
  12. ^ Walpole, Ronald E. (2006). Mühendisler ve bilim adamları için olasılık ve istatistikler. Myers, H. Raymond. (7. baskı). Yeni Delhi: Pearson. ISBN  81-7758-404-9. OCLC  818811849.
  13. ^ O'Connor, John J.; Robertson, Edmund F., "William Sealy Gosset", MacTutor Matematik Tarihi arşivi, St Andrews Üniversitesi.
  14. ^ "Bir Anlamın Muhtemel Hatası" (PDF). Biometrika. 6 (1): 1–25. 1908. doi:10.1093 / biomet / 6.1.1. hdl:10338.dmlcz / 143545. Alındı 24 Temmuz 2016.
  15. ^ Raju, T.N. (2005). "William Sealy Gosset ve William A. Silverman: İki" bilim öğrencisi ". Pediatri. 116 (3): 732–5. doi:10.1542 / peds. 2005-1134. PMID  16140715. S2CID  32745754.
  16. ^ Dodge, Yadolah (2008). Kısa İstatistik Ansiklopedisi. Springer Science & Business Media. s. 234–235. ISBN  978-0-387-31742-7.
  17. ^ Fadem, Barbara (2008). Yüksek Verimli Davranış Bilimi. Yüksek Verimli Seriler. Hagerstown, MD: Lippincott Williams & Wilkins. ISBN  978-0-7817-8258-6.
  18. ^ a b c d Lumley, Thomas; Diehr, Paula; Emerson, Scott; Chen, Lu (Mayıs 2002). "Büyük Halk Sağlığı Veri Kümelerinde Normallik Varsayımının Önemi". Halk Sağlığı Yıllık Değerlendirmesi. 23 (1): 151–169. doi:10.1146 / annurev.publhealth.23.100901.140546. ISSN  0163-7525. PMID  11910059.
  19. ^ Markowski, Carol A .; Markowski, Edward P. (1990). "Bir Ön Varyans Testinin Etkinliği için Koşullar". Amerikan İstatistikçi. 44 (4): 322–326. doi:10.2307/2684360. JSTOR  2684360.
  20. ^ Guo, Beibei; Yuan, Ying (2017). "Kısmen eşleştirilmiş verileri kullanan araçları karşılaştırma yöntemlerinin karşılaştırmalı bir incelemesi". Tıbbi Araştırmalarda İstatistiksel Yöntemler. 26 (3): 1323–1340. doi:10.1177/0962280215577111. PMID  25834090. S2CID  46598415.
  21. ^ Mülayim Martin (1995). Tıbbi İstatistiklere Giriş. Oxford University Press. s. 168. ISBN  978-0-19-262428-4.
  22. ^ Pirinç, John A. (2006). Matematiksel İstatistikler ve Veri Analizi (3. baskı). Duxbury Advanced.[ISBN eksik ]
  23. ^ Weisstein, Eric. "Student t-Dağılımı". mathworld.wolfram.com.
  24. ^ David, H. A .; Gunnink, Jason L. (1997). "Eşleştirilmiş t Yapay Eşleştirme Altında Test ". Amerikan İstatistikçi. 51 (1): 9–12. doi:10.2307/2684684. JSTOR  2684684.
  25. ^ a b Sawilowsky, Shlomo S .; Blair, R. Clifford (1992). "Sağlamlık ve Tip II Hata Özelliklerine Daha Gerçekçi Bir Bakış t Nüfus Normalliğinden Ayrılanlara Test ". Psikolojik Bülten. 111 (2): 352–360. doi:10.1037/0033-2909.111.2.352.
  26. ^ Zimmerman, Donald W. (Ocak 1998). "Parametrik ve Parametrik Olmayan İstatistiksel Testlerin İki Varsayımın Eşzamanlı İhlaliyle Geçersiz Kılınması". Deneysel Eğitim Dergisi. 67 (1): 55–68. doi:10.1080/00220979809598344. ISSN  0022-0973.
  27. ^ Blair, R. Clifford; Higgins, James J. (1980). "Wilcoxon'un Sıra-Toplam İstatistiğinin Gücünün Öğrencininkiyle Karşılaştırması t Çeşitli Normal Olmayan Dağılımlar Altında İstatistik ". Journal of Educational Statistics. 5 (4): 309–335. doi:10.2307/1164905. JSTOR  1164905.
  28. ^ Fay, Michael P .; Proschan, Michael A. (2010). "Wilcoxon – Mann – Whitney veya t-Ölçek? Hipotez testleri için varsayımlar ve karar kurallarının çoklu yorumları hakkında ". İstatistik Anketleri. 4: 1–39. doi:10.1214 / 09-SS051. PMC  2857732. PMID  20414472.
  29. ^ Derrick, B; Toher, D; Beyaz, P (2017). "Eşleştirilmiş gözlemleri ve bağımsız gözlemleri içeren iki örneğin ortalamaları nasıl karşılaştırılır: Derrick, Russ, Toher ve White'ın arkadaşı (2017)" (PDF). Psikoloji için Nicel Yöntemler. 13 (2): 120–126. doi:10.20982 / tqmp.13.2.p120.

Kaynaklar

daha fazla okuma

  • Boneau, C. Alan (1960). "Tahminlerin altında yatan varsayım ihlallerinin etkileri t Ölçek". Psikolojik Bülten. 57 (1): 49–64. doi:10.1037 / h0041412. PMID  13802482.
  • Edgell, Stephen E .; Öğlen, Sheila M. (1984). "Normallik ihlalinin t korelasyon katsayısı testi ". Psikolojik Bülten. 95 (3): 576–583. doi:10.1037/0033-2909.95.3.576.

Dış bağlantılar