Çoklu Karşılaştırma (Post-Hoc) Testleri

82 questions

Question 21Question

Bir kamu kurumunda çalışan bir veri analisti, 66 farklı hizmet bölgesindeki vatandaş memnuniyet puanlarını karşılaştırmak için tek yönlü varyans analizi (ANOVA) uygulamış ve F istatistiğini istatistiksel olarak anlamlı bulmuştur. Analist, hangi bölgeler arasında farklılık olduğunu belirlemek için tüm olası ikili karşılaştırmaları yapacaktır.

Grup I. Tip Hata oranını (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde tutmak amacıyla Sidak düzeltmesini kullanmaya karar veren bu analistin, her bir ikili karşılaştırma için kullanması gereken düzeltilmiş anlamlılık düzeyi (α\alpha') formülü aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 1(10,05)1/151 - (1 - 0,05)^{1/15}

Answer

Doğru eşitlik 1(10,05)1/151 - (1 - 0,05)^{1/15} formülüdür.
Sidak düzeltmesi, çoklu karşılaştırmalarda Grup I. Tip Hata oranını (FWER) istenen α\alpha seviyesinde tutmak için her bir testin anlamlılık düzeyini α=1(1α)1/m\alpha' = 1 - (1 - \alpha)^{1/m} formülü ile ayarlar. Bu problemde 66 hizmet bölgesi olduğu için m=6×52=15m = \frac{6 \times 5}{2} = 15 adet ikili karşılaştırma yapılacaktır. Dolayısıyla doğru eşitlik 1(10,05)1/151 - (1 - 0,05)^{1/15} olmalıdır.

Step-by-Step Solution

1
Tüm olası ikili karşılaştırma sayısını (mm) hesaplama.
m=k(k1)2=6×52=15m = \frac{k(k-1)}{2} = \frac{6 \times 5}{2} = 15 adet karşılaştırma yapılacaktır.
Çoklu karşılaştırma düzeltme formüllerinde (Bonferroni, Sidak vb.) grup sayısı (kk) değil, yapılacak toplam test sayısı (mm) temel alınır.
2
Sidak düzeltmesi formülünü belirleme.
Sidak düzeltmesi için formül: α=1(1α)1/m\alpha' = 1 - (1 - \alpha)^{1/m} şeklindedir.
Sidak düzeltmesi, karşılaştırmaların bağımsız olduğu varsayımı altında Grup I. Tip Hata oranını (FWER) tam olarak α\alpha seviyesinde tutan olasılıksal modele dayanır.
3
Verilen değerleri formülde yerine koyma.
α=1(10,05)1/15\alpha' = 1 - (1 - 0,05)^{1/15} sonucu elde edilir.
İstenen FWER seviyesi α=0,05\alpha = 0,05 ve hesaplanan test sayısı m=15m = 15 formüle entegre edilerek her bir testin yeni sınır değeri matematiksel olarak ifade edilir.

Key Concept

Sidak Düzeltmesi (Sidak Correction)
Question 22Question

Bir tarım uzmanı, 33 farklı gübre türünün buğday verimi üzerindeki etkisini incelemek için tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney yürütmüştür. Her bir gübre türü, tesadüfi olarak seçilen 66 farklı tarlaya uygulanmıştır. Yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda, gruplar arası ortalamalar arasındaki fark istatistiksel olarak anlamlı bulunmuş ve H0H_0 hipotezi reddedilmiştir (α=0,05\alpha = 0,05). Analiz sonucunda Hata Kareler Ortalaması (HKO) 1212 olarak hesaplanmıştır.

Uzman, hangi gübre türlerinin birbirinden farklı olduğunu belirlemek için Fisher'ın En Küçük Anlamlı Fark (LSD) testini uygulamaya karar vermiştir.

Buna göre, herhangi iki gübre ortalamasını karşılaştırmak için kullanılacak LSD test istatistiği değeri aşağıdakilerden hangisidir?
(Bilgi: İlgili tt-tablo değerlerini t(0,025;15)=2,13t_{(0,025; 15)} = 2,13, t(0,025;17)=2,11t_{(0,025; 17)} = 2,11, t(0,05;15)=1,75t_{(0,05; 15)} = 1,75, t(0,05;17)=1,74t_{(0,05; 17)} = 1,74 ve 21,41\sqrt{2} \cong 1,41 alınız.)

Show answer & explanation

Answer: 4,264,26

Answer

4,264,26 değerini veren seçenektir. Fisher LSD değeri hesaplanırken doğru serbestlik derecesine ait tablo değeri ile standart hata çarpılır.
LSD test istatistiği hesaplanırken öncelikle hata serbestlik derecesi (sdhatasd_{hata}) bulunur. Toplam gözlem sayısı N=18N = 18 ve grup sayısı k=3k = 3 olduğundan, sdhata=15sd_{hata} = 15'tir. Anlamlılık düzeyi ikiye bölünür (α/2=0,025\alpha/2 = 0,025) ve tt tablo değeri 2,132,13 olarak alınır. Formülde değerler yerine konduğunda: LSD=t×2×HKO/n=2,13×(2×12)/6=2,13×4=2,13×2=4,26LSD = t \times \sqrt{2 \times HKO / n} = 2,13 \times \sqrt{(2 \times 12) / 6} = 2,13 \times \sqrt{4} = 2,13 \times 2 = 4,26 sonucuna ulaşılır. Ayrıca ANOVA sonucunda H0H_0 reddedildiği için Korumalı LSD prensibi gereği testin uygulanması teorik olarak uygundur.

Step-by-Step Solution

1
Serbestlik derecesinin ve kritik tt tablo değerinin belirlenmesi
Gözlem sayısı N=3×6=18N = 3 \times 6 = 18 ve grup sayısı k=3k = 3 olduğundan, hata serbestlik derecesi sdhata=183=15sd_{hata} = 18 - 3 = 15'tir. Çift yönlü test uygulandığı için α/2=0,025\alpha/2 = 0,025 anlamlılık düzeyinde t(0,025;15)=2,13t_{(0,025; 15)} = 2,13 değeri seçilir.
LSD formülünde kullanılacak doğru tablo değerini belirlemek için gereklidir.
2
Ortalamalar arası farkın standart hatasının hesaplanması
Ortalamalar arası farkın standart hatası (2×HKO)/n\sqrt{(2 \times HKO) / n} formülüyle (2×12)/6=24/6=4=2\sqrt{(2 \times 12) / 6} = \sqrt{24 / 6} = \sqrt{4} = 2 olarak bulunur.
İki grubun ortalamaları arasındaki farkın rastgelelik sınırını bulmak için standart hata gereklidir.
3
LSD test istatistiğinin hesaplanması
Bulunan tablo değeri ve standart hata çarpılarak LSD=2,13×2=4,26LSD = 2,13 \times 2 = 4,26 değeri elde edilir.
Gruplar arası farkın anlamlı kabul edilmesi için aşılması gereken minimum kritik eşiği bulmak hedeflenmiştir.

Key Concept

Fisher'ın LSD (En Küçük Anlamlı Fark) Testi ve Korumalı LSD Prensibi
Question 23Question

Bir araştırmacı, 5 farklı diyet programının kilo kaybı üzerindeki etkilerini incelemek için tamamen rastgele tasarım (TRT) ile bir deney kurmuş ve tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda diyetler arasında istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık bulmuştur. Araştırmacı, gruplar arası ikili karşılaştırmaları yapmak için Student-Newman-Keuls (SNK) testini kullanmaya karar vermiş ve grup ortalamalarını küçükten büyüğe doğru sıralamıştır.

Bu araştırmacının uygulayacağı SNK testi prosedürü ve testin özellikleri dikkate alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Karşılaştırılan iki ortalama arasındaki açıklığı belirleyen aralıktaki ortalama sayısı (pp) azaldıkça testin referans aldığı kritik değer küçülür; bu durum SNK testini Tukey HSD testine göre istatistiksel olarak daha güçlü kılar.

Answer

Doğru ifade, SNK testinde aralıktaki ortalama sayısı azaldıkça kritik değerin küçüldüğü ve bu durumun testi Tukey HSD'ye göre istatistiksel olarak daha güçlü kıldığını belirten ifadedir.
Student-Newman-Keuls (SNK) testi, aşamalı (stepwise) bir çoklu karşılaştırma testidir. Tukey HSD testinde tüm karşılaştırmalar için toplam grup sayısına (kk) dayalı tek bir kritik değer (qα,k,νq_{\alpha, k, \nu}) kullanılırken, SNK testinde karşılaştırılan iki ortalama arasındaki adım sayısına (pp) bağlı olarak değişen kritik değerler kullanılır. Uç ortalamalardan iç ortalamalara doğru ilerledikçe pp değeri küçülür ve buna bağlı olarak tablodan alınan Studentized Range kritik değeri de küçülür. Daha küçük kritik değerler, nispeten daha küçük ortalama farklarının bile istatistiksel olarak anlamlı bulunabilmesini sağladığı için SNK testini Tukey HSD testine göre istatistiksel olarak daha güçlü (ancak Tip I hata oranı açısından biraz daha muhafazakarlıktan uzak) hale getirir.

Step-by-Step Solution

1
SNK testinin temel mekanizmasının ve kritik değer mantığının tanımlanması
SNK testinin, karşılaştırılan ortalamaların kapsadığı aralıktaki adım sayısına (pp) bağlı olarak değişen (aşamalı) kritik değerler (qα,p,νq_{\alpha, p, \nu}) kullandığı belirlenir.
Çoklu karşılaştırma testleri arasındaki temel farklar, kullandıkları kritik tablo değerlerinin sabit mi yoksa değişken mi olduğuna dayanır.
2
Kritik değer değişimi ile testin gücü arasındaki ilişkinin analiz edilmesi
Ortalamalar birbirine yaklaştıkça (pp küçüldükçe) SNK'nın kullandığı kritik değer küçülür. Tukey HSD ise tüm karşılaştırmalarda en büyük aralığı (p=kp=k) baz alan sabit ve büyük bir kritik değer kullanır.
Daha küçük bir kritik değer, H0H_0 (fark yoktur) hipotezini reddetmeyi matematiksel olarak kolaylaştıracağından, SNK testinin istatistiksel gücü Tukey HSD'ye kıyasla daha yüksektir.

Key Concept

SNK testinin aşamalı (stepwise) kritik değer mekanizması ve Tukey HSD testi ile karşılaştırmalı istatistiksel gücü
Question 24Question

Bir klinik psikolog, 6 farklı terapi yönteminin anksiyete skorları üzerindeki etkisini incelemek amacıyla tamamen rastgele tasarıma uygun bir araştırma yürütmüştür. Varyans analizi (ANOVA) sonucunda uygulanan terapi yöntemleri arasında istatistiksel olarak anlamlı bir fark tespit edilmiştir (p<0.05p < 0.05). Araştırmacı, gruplar arasındaki farklılıkların kaynağını belirlemek için post-hoc test olarak Duncan Çoklu Aralık Testi'ni (Duncan Multiple Range Test) uygulamıştır.

Buna göre, Duncan Çoklu Aralık Testi'nin istatistiksel özellikleri ve hesaplama prensipleri dikkate alındığında aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Ortalamalar büyüklük sırasına dizildiğinde, karşılaştırılan iki ortalama arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça, bu ortalamalar arasındaki farkın anlamlı bulunabilmesi için aşılması gereken En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değeri de büyür.

Answer

Duncan Çoklu Aralık Testinde karşılaştırılan ortalamalar arasındaki adım sayısı (p) arttıkça aşılması gereken kritik değer (SSR) de büyür.
Duncan Çoklu Aralık Testi'nin en belirgin teorik özelliği, tüm grup karşılaştırmaları için tek bir sabit kritik değer (örneğin LSD veya Tukey HSD testlerindeki gibi) kullanmak yerine, sıralanmış ortalamalar arasındaki mesafeye (adım sayısı, pp) göre değişen kritik değerler (rpr_p) kullanmasıdır. pp değeri (karşılaştırılan iki ortalama arasına giren ortalama sayısı dahil toplam grup genişliği) ne kadar büyükse, tablodan okunan kritik değer ve buna bağlı hesaplanan En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) eşiği de o kadar büyük olur. Test, Tukey testine kıyasla Tip I hatayı deney bazında (family-wise) daha esnek tutarak istatistiksel gücü (fark bulma yeteneğini) artırır.

Step-by-Step Solution

1
Soru kökünden bağlamı ve sorulan analitik yöntemi (Duncan Çoklu Aralık Testi) belirleme.
Sorunun, Duncan testinin varsayımlarını, Tip I hata mantığını ve kritik değer hesaplama prensiplerini ölçtüğü saptanır.
Seçenekleri doğru şekilde değerlendirmek için testin teorik sınırlarının çizilmesi gerekir.
2
Seçeneklerde yer alan ifadeleri ANOVA sonrası çoklu karşılaştırma kuralları ile eşleştirme.
B seçeneği varyans heterojenliğinde yapılan hatayı, C seçeneği F testi anlamsızken post-hoc yapma hatasını, D seçeneği Dunnett testiyle karışıklığı, E seçeneği ise yanlış serbestlik derecesi kullanımını içerir.
Çeldiricilerdeki temel kavram yanılgılarını elemek.
3
Doğru ifadenin Duncan testine özgü SSR mantığı ile örtüşüp örtüşmediğini doğrulama.
A seçeneğindeki adım sayısına (pp) bağlı olarak En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değerinin büyümesi ifadesi, testin Tip I hatayı deney bazında kontrol etme mekanizmasının tam karşılığıdır.
Duncan testini LSD veya Tukey gibi sabit kritik değerli testlerden ayıran en önemli özellik doğrulanmış olur.

Key Concept

Duncan Çoklu Aralık Testinde En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) Hesaplanması ve Testin Varsayımları
Question 25Question

Bir kamu kurumu, beş farklı bölge müdürlüğünde çalışan personelin iş tatmin düzeylerini karşılaştırmak amacıyla bir araştırma yürütmüştür. Bölge müdürlüklerinden sırasıyla n1=45n_1=45, n2=60n_2=60, n3=35n_3=35, n4=50n_4=50 ve n5=80n_5=80 personelden veri toplanmıştır.

Yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda, bölgeler arasında iş tatmini açısından α=0,05\alpha = 0,05 anlamlılık düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı bir fark saptanmıştır. Verilerin analiz varsayımları incelendiğinde, hataların normal dağıldığı görülmüş; ancak varyansların homojenliği için uygulanan Levene testinde p=0,018p = 0,018 değeri elde edilmiştir.

Araştırmacı, hangi bölgelerin birbirinden farklı olduğunu tespit etmek istemektedir.

Buna göre, araştırmacının kullanması gereken çoklu karşılaştırma (post-hoc) testi ve seçilme gerekçesi aşağıdakilerden hangisinde doğru verilmiştir?

Show answer & explanation

Answer: Varyansların homojenliği varsayımı ihlal edildiği ve örneklem büyüklükleri eşit olmadığı için Games-Howell testi kullanılmalıdır.

Answer

Varyansların homojenliği varsayımı ihlal edildiği ve örneklem büyüklükleri eşit olmadığı için Games-Howell testi kullanılmalıdır.
Araştırmada uygulanan Levene testinin p=0,018p = 0,018 değeri, yaygın olarak kullanılan α=0,05\alpha = 0,05 anlamlılık düzeyinden küçük olduğu için varyansların homojenliği varsayımının ihlal edildiğini göstermektedir. Ayrıca grupların örneklem büyüklükleri birbirinden oldukça farklıdır. Varyans eşitliğinin sağlanamadığı durumlarda Tukey, Scheffe veya LSD gibi varsayıma duyarlı standart testler kullanılamaz. Örneklem büyüklüklerinin eşit olmadığı ve varyansların heterojen olduğu bu özgül durumda literatürde en çok önerilen ve istatistiksel gücü en yüksek olan yöntem Games-Howell testidir.

Step-by-Step Solution

1
Varyansların homojenliği varsayımını Levene testinin p değerine bakarak değerlendirmek.
Levene testinde p=0,018<0,05p = 0,018 < 0,05 olduğundan, varyansların homojenliği varsayımı reddedilir (varyanslar heterojendir).
Post-hoc testinin doğru seçilebilmesi için öncelikle varyansların homojen olup olmadığı kesin olarak bilinmelidir.
2
Araştırmadaki grupların örneklem büyüklüklerini analiz etmek.
Örneklem büyüklükleri n1=45n_1=45, n2=60n_2=60, n3=35n_3=35, n4=50n_4=50 ve n5=80n_5=80 şeklindedir, yani gruplar arası denklik yoktur.
Varyansların heterojen olduğu saptandığında, örneklem büyüklüklerinin eşit olup olmaması hangi spesifik testin seçileceğini belirler.
3
Elde edilen analiz bulgularına göre en uygun çoklu karşılaştırma testini saptamak.
Varyanslar heterojen ve örneklem sayıları farklı olduğu için bu koşullarda en güçlü sonuçları veren Games-Howell testi seçilir.
Games-Howell testi, varyans eşitliği varsayımının ihlal edildiği ve aynı zamanda örneklem büyüklüklerinin de birbirinden farklı olduğu durumlar için özel olarak geliştirilmiş sağlam (robust) bir yöntemdir.

Key Concept

Varyansların homojen olmadığı durumlarda çoklu karşılaştırma (post-hoc) testlerinin seçimi
Estimated Time:1m 30s
Question 26Question

Bir tarım araştırmacısı, 6 farklı gübre çeşidinin buğday verimi üzerindeki etkilerini incelemek için tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney yürütmüş ve her gübre için 5 tekrar (n=5n=5) kullanmıştır. Tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda, gübre çeşitleri arasında istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık bulunmuştur (p<0,05p < 0,05). Araştırmacı, gruplar arası farklılıkların kaynağını belirlemek amacıyla Duncan Çoklu Aralık Testini uygulamaya karar vermiştir.

Araştırmacı, varyansların homojenliği varsayımının sağlandığını doğrulamış; ortalamaları büyükten küçüğe doğru sıraladıktan sonra farklı adım aralıkları (p=2,3,4,5,6p=2, 3, 4, 5, 6) için tablo kritik değerlerini (rα,p,sdr_{\alpha, p, sd}) kullanarak En Kısa Anlamlı Aralık (Rp=rp×SxˉR_p = r_p \times S_{\bar{x}}) değerlerini elde etmiştir.

Bu araştırma kapsamında uygulanan çoklu karşılaştırma (post-hoc) prosedürü ve Duncan testinin teorik yapısı dikkate alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Duncan testinde adım aralığı (pp) arttıkça kritik değerlerin büyümesi, testin deney bazında I. Tip hata riskini dengeleme çabasından kaynaklanır; bu bağlamda Duncan testi I. Tip hata kontrolü açısından Tukey HSD testinden daha zayıf, Fisher LSD testinden ise daha katı bir yapıya sahiptir.

Answer

Duncan testinde adım aralığı arttıkça kritik değerlerin büyümesi I. Tip hata riskini dengeler; bu nedenle hata kontrolü açısından Tukey testinden daha esnek, LSD testinden daha katıdır.
Duncan Çoklu Aralık Testinde, sıralanmış ortalamalar arasındaki mesafe (adım sayısı, pp) arttıkça tablo kritik değeri (rpr_p) ve dolayısıyla En Kısa Anlamlı Aralık (RpR_p) değeri artar. Bu durum, testin çoklu karşılaştırmalardan doğan I. Tip hata riskini kısmî olarak kontrol altına alma mekanizmasıdır. Ancak Duncan testi, deney bazında (experiment-wise) I. Tip hata oranını Tukey HSD testi kadar katı bir şekilde kontrol edemez; bu nedenle Tukey'den daha esnek (gücü daha yüksek fakat I. Tip hata riski daha fazla) bir yapıya sahiptir. Öte yandan, adım sayısını hiç dikkate almayan Fisher LSD testine göre ise daha katı ve koruyucu bir hata kontrolü sunar.

Step-by-Step Solution

1
Duncan testindeki adım sayısı (pp) ile kritik değer (rpr_p) ilişkisini analiz etmek
pp değeri arttıkça, çoklu karşılaştırmadan kaynaklanan I. Tip hatayı kontrol edebilmek için tablodan okunan rpr_p ve hesaplanan RpR_p değeri artar.
Sıralanmış ortalamalar arasında daha geniş mesafelerdeki grupları karşılaştırırken tesadüfi farklılık bulma olasılığı artacağından, test kritik mesafeyi büyüterek bu durumu kompanse eder.
2
Duncan testini I. Tip hata kontrolü açısından Tukey HSD ve Fisher LSD testleriyle kıyaslamak
Tukey HSD tüm karşılaştırmalarda en büyük adım sayısını (p=kp=k) referans aldığı için deney bazında hata kontrolünde en katı testtir. Fisher LSD adım sayısını dikkate almadığı için en esnektir. Duncan ise değişen pp değerleri kullanarak ikisi arasında yer alır.
Testlerin koruyuculuk düzeylerinin teorik sıralaması Tukey HSD > Duncan > Fisher LSD şeklindedir.
3
Diğer seçeneklerdeki senaryoları ANOVA varsayımları ve istatistiksel kurallara göre değerlendirmek
Kontrol grubu analizleri için Dunnett, varyans heterojenliği için Games-Howell gibi testler kullanılmalı; post-hoc testlerine ancak anlamlı bir genel FF testi sonrasında başlanmalı ve kritik değerler hata serbestlik derecesi üzerinden (NkN-k) okunmalıdır.
Yanlış seçenekler çoklu karşılaştırma testlerinin uygulanmasındaki temel metodolojik ihlalleri içermektedir.

Key Concept

Duncan Çoklu Aralık Testinde Tip I Hata Kontrolü ve Varsayımlar
Question 27Question

Bir malzeme bilimcisi, uçak gövdesi üretiminde kullanılacak 7 farklı alaşımın (k=7k=7) çekme mukavemeti üzerindeki etkisini test etmek için tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney planlamış ve her alaşım için eşit sayıda (n=8n=8) numune test etmiştir. Yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda alaşımların çekme mukavemeti ortalamaları arasındaki fark istatistiksel olarak anlamlı bulunmuştur (p<0,05p < 0,05). Araştırmacı, hangi alaşım çiftleri arasında anlamlı fark olduğunu tespit etmek amacıyla Duncan Çoklu Aralık Testi'ni (Duncan's Multiple Range Test) uygulamıştır.

Bu araştırmada uygulanan Duncan testi ve testin teorik özellikleri bağlamında aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Duncan testinde, büyüklük sırasına dizilmiş ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça En Kısa Anlamlı Aralık (SSRpSSR_p) değeri de artar; ancak test, aile bazında Tip I hata oranını (FWER) nominal α\alpha seviyesinde tutmadığı için Tukey HSD testine kıyasla daha zayıf bir Tip I hata korumasına sahiptir.

Answer

Duncan testinde adım sayısı (pp) arttıkça SSRpSSR_p değeri artar, ancak test aile bazında Tip I hata oranını (FWER) Tukey HSD gibi katı bir şekilde nominal α\alpha seviyesinde korumaz.
Doğru ifade, Duncan testinin kalbini oluşturan mekanizmayı eksiksiz açıklamaktadır. Duncan testi, sıralanmış ortalamalar kümesindeki mesafe (pp) arttıkça En Kısa Anlamlı Aralık (SSRpSSR_p) değerini kademeli olarak büyütür. Ancak bu büyüme hızı Tukey HSD'nin Studentized Range dağılımındaki tek ve sabit sınırına göre daha yavaştır. Bu nedenle Duncan testi, α\alpha hata payını karşılaştırma bazında ayarlamaya çalışır ancak aile bazında Tip I hata oranını (FWER) %5'te tutamaz. Bu da ona Tukey testinden daha yüksek istatistiksel güç kazandırırken, Tip I hata koruması açısından daha zayıf hale getirir.

Step-by-Step Solution

1
Duncan testinin hesaplama mekanizmasını değerlendir.
Duncan testinde her pp adımı (ortalamalar arası mesafe) için tablodan farklı bir kritik değer (rpr_p) alınır. pp büyüdükçe rpr_p de büyür, dolayısıyla SSRpSSR_p (rp×MSE/nr_p \times \sqrt{MSE/n}) aralığı genişler.
Uzak ortalamalar arasındaki farkın rastgele şanstan kaynaklanma ihtimalini düşürmek için kritik aralık giderek artırılır.
2
Duncan testinin Tip I hata korumasını Tukey HSD ile karşılaştır.
Tukey HSD, tüm karşılaştırmalar kümesi için aile bazında Tip I hata oranını (FWER) tam olarak α\alpha seviyesinde tutar. Duncan ise 1(1α)p11 - (1-\alpha)^{p-1} kuralına dayandığından, pp arttıkça testin genel Tip I hata yapma riski Tukey'e göre daha yüksek olur.
Testin istatistiksel yapısı ve dayandığı hata kontrolü yaklaşımı bu farklılığı yaratır. Duncan, gücü artırmak için FWER korumasından bir miktar ödün verir.
3
Diğer ifadelerdeki teorik hataları tespit et.
Diğer seçenekler sırasıyla: yanlış post-hoc (Dunnett yerine Duncan önerme), yanlış serbestlik derecesi (Hata yerine İşlem df'si kullanma), ANOVA anlamsızken post-hoc yapma ve varyans homojenliği ihlalini yok sayma (heterojenlik varken Duncan önerme) hatalarını içermektedir.
Bu kavramsal ihlallerin her biri Deney Tasarımı metodolojisinde majör uygulama hatalarıdır.

Key Concept

Duncan testinin adım mekanizması (pp etkisi) ve Tukey HSD ile Tip I hata (FWER) koruması yönünden karşılaştırılması.
Question 28Question

Bir ergonomi uzmanı, açık ofis ortamlarında çalışanların odaklanma süreleri üzerindeki etkisini incelemek amacıyla 77 farklı aydınlatma tasarımını karşılaştırmak için tek yönlü varyans analizi (ANOVA) uygulamış ve FF testini 0,050,05 anlamlılık düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı bulmuştur.

Uzman, tasarımlar arasındaki tüm olası ikili karşılaştırmaları yapmak istemekte ve aile bazında hata oranını (FWER) 0,050,05 seviyesinde kontrol altında tutmayı hedeflemektedir.

Bu analizde Şidak (Sidak) düzeltmesi kullanılmasına karar verildiğine göre, her bir ikili karşılaştırma için kullanılacak düzeltilmiş anlamlılık düzeyi (α\alpha') aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 1(10,05)1/211 - (1 - 0,05)^{1/21}

Answer

Her bir ikili karşılaştırma için doğru Şidak düzeltmesi formülü 1(10,05)1/211 - (1 - 0,05)^{1/21} şeklindedir.
Tüm olası ikili karşılaştırmaların sayısı m=k(k1)/2m = k(k-1)/2 formülü ile hesaplanır. Grup sayısı k=7k = 7 olduğuna göre m=7×6/2=21m = 7 \times 6 / 2 = 21 adet karşılaştırma yapılacaktır. Şidak (Sidak) düzeltmesi, aile bazında hata oranını (FWER) α\alpha seviyesinde kontrol altında tutmak için her bir bağımsız karşılaştırmada kullanılacak yeni anlamlılık düzeyini α=1(1α)1/m\alpha' = 1 - (1 - \alpha)^{1/m} formülü ile belirler. Bu değerler formüle yerleştirildiğinde doğru sonuç 1(10,05)1/211 - (1 - 0,05)^{1/21} olur.

Step-by-Step Solution

1
Tüm olası ikili karşılaştırma sayısını (m) belirleme.
m=k(k1)2=7(71)2=422=21m = \frac{k(k-1)}{2} = \frac{7(7-1)}{2} = \frac{42}{2} = 21
Çoklu karşılaştırmalarda düzeltme faktörü, test edilecek toplam bağımsız ikili karşılaştırma sayısına dayanır.
2
Şidak düzeltmesi formülünü belirleme.
α=1(1α)1/m\alpha' = 1 - (1 - \alpha)^{1/m}
Aile bazında hata oranını (FWER) bağımsız testler varsayımı altında istenen α\alpha düzeyinde tutmak için bu eşitlik kullanılır.
3
Hesaplanan değerleri formüle yerleştirme.
α=1(10,05)1/21\alpha' = 1 - (1 - 0,05)^{1/21}
Nominal anlamlılık düzeyi α=0,05\alpha = 0,05 ve toplam karşılaştırma sayısı m=21m = 21 olarak bulunmuştur.

Key Concept

Şidak (Sidak) Düzeltmesi ve FWER Kontrolü
Question 29Question

Bir araştırmacı, 5 farklı muamelenin etkisini incelediği ve varyansların homojenliği varsayımının sağlandığı bir deneyde, tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda genel null hipotezini reddetmiştir. Araştırmacı, grup ortalamaları arasındaki farklılıkların kaynağını belirlemek için çoklu karşılaştırma (post-hoc) testlerinden Student-Newman-Keuls (SNK) testini kullanmaya karar vermiştir.

Bu araştırmacının uygulayacağı SNK testinin algoritmik yapısı ve istatistiksel özellikleri dikkate alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Karşılaştırmaya dahil edilen ortalamaların kapsadığı aralık genişliği (pp) azaldıkça testin kritik değeri küçülür; bu dinamik yapı testin istatistiksel gücünü Tukey HSD'ye göre artırırken, kısmi null hipotezleri altında deney bazındaki Tip 1 hata oranının nominal α\alpha seviyesini aşmasına yol açar.

Answer

Karşılaştırmaya dahil edilen ortalamaların kapsadığı aralık genişliği (pp) azaldıkça testin kritik değerinin küçüldüğünü, bunun da istatistiksel gücü artırırken kısmi null hipotezleri altında Tip 1 hata oranının aşılmasına neden olduğunu belirten ifadedir.
Doğru seçenek, SNK testinin en belirgin istatistiksel mekanizmasını ve zayıf yönünü eksiksiz tanımlamaktadır. SNK testi, karşılaştırılan ortalamaların oluşturduğu aralıktaki grup sayısına (pp) bağlı olarak değişen qq kritik değerleri kullanır. pp azaldıkça (kk'dan 2'ye doğru), kullanılan kritik değer küçülür. Tukey HSD ise tüm karşılaştırmalarda en büyük p=kp=k değeri için geçerli olan katı bir kritik değer kullanır. SNK'nın daha küçük kritik değerler kullanması istatistiksel gücünü artırır (farkları bulmayı kolaylaştırır). Ancak bu durum, yalnızca tüm grupların eşit olduğu 'tam null hipotezi' durumunda Tip 1 hatayı korur. Gerçekte bazı grupların eşit, bazılarının farklı olduğu 'kısmi null hipotezleri' geçerliyse, SNK'nın deney bazındaki (family-wise) Tip 1 hata oranı kontrolsüzce artarak belirlenen α\alpha (örneğin 0.05) seviyesini aşar.

Step-by-Step Solution

1
SNK testinin adımsal (stepwise) kritik değer yapısını analiz etme
SNK testi, her bir adımda test edilen grubun kapsadığı ortalama sayısına (aralık genişliği, pp) bağlı olarak değişen öğrenci aralığı (studentized range, qq) kritik değerleri kullanır.
Bu özellik, testin farklı aralıklar için duyarlılığını dinamik olarak ayarlamasını sağlar.
2
Kritik değer ile aralık genişliği (pp) arasındaki matematiksel ilişkiyi değerlendirme
Aralık genişliği (pp) küçüldükçe, tablodan alınan kritik değer de küçülür. Yani 2 ortalamayı kapsayan bir aralık (p=2p=2) için kritik değer, 5 ortalamayı kapsayan aralık (p=5p=5) için kullanılandan her zaman daha küçüktür.
Test, daha küçük aralıklardaki farkları yakalamada daha hassas hale gelir.
3
SNK ile Tukey HSD'yi istatistiksel güç açısından karşılaştırma
Tukey HSD tüm karşılaştırmalar için her zaman en geniş aralığın (p=kp=k) kritik değerini kullanırken, SNK ara adımlarda daha küçük kritik değerler kullanır. Bu sayede SNK'nın H0 hipotezini reddetme ihtimali daha yüksektir (istatistiksel gücü daha fazladır).
Kritik değerin küçülmesi, elde edilen test istatistiğinin bu sınırı aşarak anlamlılık üretmesini kolaylaştırır.
4
Deney bazında (Experiment-wise/Family-wise) Tip 1 hata oranını kısmi null hipotezi altında inceleme
SNK testi, yalnızca 'tüm ortalamaların eşit olduğu' tam null hipotezi durumunda Tip 1 hatayı α\alpha seviyesinde tutar. Bazı ortalamaların eşit, bazılarının farklı olduğu 'kısmi null hipotezleri' altında ise ara adımlarda kullanılan küçük kritik değerler yüzünden kümülatif Tip 1 hata oranı nominal α\alpha seviyesini aşar.
Adımsal testlerin temel handikabı, zayıf Tip 1 hata kontrolü (weak family-wise error rate control) sağlamalarıdır.

Key Concept

SNK testinin adımsal kritik değer yapısı ve güç / Tip 1 hata kontrolü dengesi
Question 30Question

Bir halk sağlığı uzmanı, obezite tedavisinde kullanılan 5 farklı diyet programının (A, B, C, D ve E) kilo kaybı üzerindeki etkilerini incelemek üzere tamamen rastgele tasarıma dayalı tek yönlü varyans analizi (ANOVA) uygulamış ve α=0,05\alpha = 0,05 anlamlılık düzeyinde genel FF istatistiğini istatistiksel olarak anlamlı bulmuştur. Uzman, analiz sonrasında ortaya çıkan bir gereksinimle, sadece ikili diyet programlarını birbiriyle karşılaştırmakla kalmayıp; 'A, B ve C diyetlerinin ortak ortalaması ile D ve E diyetlerinin ortak ortalaması' arasındaki fark gibi tüm olası karmaşık doğrusal zıtlıkları (kontrastları) da test etmeye karar vermiştir.

Bu araştırmacının amacına ulaşmak için kullanması gereken en uygun çoklu karşılaştırma (post-hoc) testi ve bu testin istatistiksel özellikleriyle (hata olasılıkları açısından) ilgili aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Scheffe testi kullanılmalıdır; bu test tüm olası karmaşık doğrusal zıtlıkların incelenmesine olanak tanır ancak muhafazakâr yapısı nedeniyle yaygın diğer post-hoc testlerine kıyasla Tip II hata yapma riski daha yüksektir.

Answer

Araştırmacının amacı tüm olası karmaşık doğrusal zıtlıkları (kontrastları) test etmek olduğundan, bu iş için en uygun ve esnek yöntem Scheffe testidir. Bu testin yapısı gereği muhafazakâr olması, Tip II hata yapma riskinin diğer testlere kıyasla daha yüksek olmasına neden olur.
Scheffe testi, varyans analizi sonrasında (post-hoc) grupların sadece ikişer ikişer değil, istenilen her türlü kombinasyonla (karmaşık doğrusal zıtlıklarla) karşılaştırılabilmesine olanak tanıyan en esnek yöntemdir. Tüm olası zıtlıkları kapsayacak şekilde Tip I hata oranını sıkı bir biçimde kontrol altında tutar. Bu muhafazakâr yaklaşım, güven sınırlarının genişlemesine ve dolayısıyla testin gücünün (Power) göreceli olarak düşmesine neden olur; bu da gerçekten var olan farklılıkların saptanamaması, yani Tip II hata olasılığının daha yüksek olması anlamına gelir.

Step-by-Step Solution

1
Araştırmacının test etmek istediği hipotez yapısının (analiz amacının) belirlenmesi.
Araştırmacının sadece ikili grupları değil, 'A, B, C diyetleri ile D, E diyetlerinin ortalamaları' gibi karmaşık (complex) kombinasyonları post-hoc olarak karşılaştırmak istediği tespit edilir.
Doğru post-hoc testinin seçilebilmesi için karşılaştırma tipinin (ikili, kontrol grubuna karşı veya karmaşık) net bir şekilde bilinmesi zorunludur.
2
Karmaşık zıtlıklara uygun post-hoc testinin literatür bilgilerine göre seçilmesi.
Karmaşık ve planlanmamış doğrusal zıtlıkların analizi için literatürde kabul gören en genel geçer yöntemin Scheffe testi olduğuna karar verilir.
Tukey ve LSD ikili karşılaştırmalar, Dunnett ise kontrol grubu karşılaştırmaları için kullanılırken, Scheffe testi herhangi bir doğrusal zıtlık için kullanılabilir.
3
Seçilen testin (Scheffe) istatistiksel gücü ve hata oranları bakımından değerlendirilmesi.
Scheffe testinin, çok sayıdaki olası karşılaştırmada Tip I hatayı garanti altına almak için en geniş güven aralıklarını ürettiği, bunun da testin gücünü düşürerek Tip II hata (gerçek farkı bulamama) riskini artırdığı sonucuna varılır.
Post-hoc testlerin seçiminde, testin izin verdiği karşılaştırma türü kadar, sağladığı istatistiksel güç ve hata kontrol dengesi de kritik bir seçim kriteridir.

Key Concept

Scheffe Testinin Özellikleri ve Karmaşık Kontrastlardaki Kullanımı
Estimated Time:1m 30s
Question 31Question

Bir araştırmacı, 44 farklı diyet programının kilo kaybı üzerindeki etkisini incelemek amacıyla tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney yürütmüştür. Deneyde her bir diyet programı 99 katılımcıya uygulanmış ve analiz sonucunda Hata Kareler Ortalaması (HKO) 1818 olarak hesaplanmıştır.

Varyans analizi (ANOVA) sonucunda genel F-testi istatistiksel olarak anlamlı bulunmuş (H0H_0 reddedilmiş) ve gruplar arası farkların kaynağını belirlemek için Fisher'ın En Küçük Anlamlı Fark (LSD) testinin uygulanmasına karar verilmiştir.

Buna göre, Korumalı (Protected) LSD test prosedürü ve deney tasarımı dikkate alındığında aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?
(Not: Kritik t-değerleri α=0,05\alpha=0,05 için t(0,025;32)=2,037t_{(0,025; 32)} = 2,037; t(0,025;35)=2,030t_{(0,025; 35)} = 2,030; t(0,025;3)=3,182t_{(0,025; 3)} = 3,182 olarak alınacaktır.)

Show answer & explanation

Answer: İki diyet programı arasındaki farkın istatistiksel olarak anlamlı kabul edilebilmesi için gereken minimum fark (LSD kritik değeri) 4,074,07'dir.

Answer

Doğru ifade, iki diyet programı arasındaki istatistiksel fark eşiği olan LSD kritik değerinin doğru formülle 4,07 olarak hesaplandığı seçenektir.
Doğru yanıt, LSD kritik değerinin varyans analizi ilkelerine uygun olarak doğru hesaplandığı seçenektir. Formül LSD=tα/2;Nk×2×HKOnLSD = t_{\alpha/2; N-k} \times \sqrt{\frac{2 \times HKO}{n}} şeklindedir. Verilen problemdeki parametrelere göre; N=36N=36, k=4k=4 olup dfHata=32df_{Hata} = 32 bulunur ve tablo değeri 2,0372,037 olarak alınır. Standart hata ise (2×18)/9=2\sqrt{(2 \times 18)/9} = 2 olarak hesaplanır. Bu iki değerin çarpımı 4,074,07 eşiğini verir ve Korumalı LSD koşulu da F testinin anlamlılığı ile teyit edildiğinden bu ifade geçerlidir.

Step-by-Step Solution

1
Serbestlik derecesinin hesaplanması
dfHata=Nk=364=32df_{Hata} = N - k = 36 - 4 = 32 olarak bulunur.
Kritik t değerini tablodan doğru okuyabilmek için hata (gruplar içi) serbestlik derecesi kullanılmalıdır.
2
Kritik t değerinin belirlenmesi
t(0,025;32)=2,037t_{(0,025; 32)} = 2,037 olarak alınır.
Anlamlılık düzeyi α=0,05\alpha = 0,05 olduğundan çift yönlü karşılaştırmada α/2=0,025\alpha/2 = 0,025 sütunu ve 3232 serbestlik derecesi satırı kesiştirilir.
3
Standart hatanın hesaplanması
2×189=369=4=2\sqrt{\frac{2 \times 18}{9}} = \sqrt{\frac{36}{9}} = \sqrt{4} = 2 elde edilir.
Gruplardaki gözlem sayıları eşit (n=9n=9) olduğunda standart hata 2×HKOn\sqrt{\frac{2 \times HKO}{n}} formülüyle hesaplanır.
4
LSD değerinin hesaplanması ve koşulun doğrulanması
LSD=2,037×2=4,0744,07LSD = 2,037 \times 2 = 4,074 \approx 4,07 elde edilir.
Genel F testi anlamlı olduğu için Korumalı LSD koşulu sağlanmıştır; dolayısıyla hesaplanan bu değer güvenle kullanılabilir.

Key Concept

Fisher'ın LSD (En Küçük Anlamlı Fark) Testi ve Korumalı (Protected) LSD Koşulu
Estimated Time:1m 30s
Question 32Question

Bir araştırmacı, 5 farklı eğitim stratejisinin öğrencilerin problem çözme becerileri üzerindeki etkisini tek yönlü varyans analizi (ANOVA) ile incelemiş ve p<0,05p < 0,05 anlamlılık düzeyinde genel bir fark tespit etmiştir. Araştırmacı, yalnızca ikişerli eğitim stratejilerini (örneğin 1. ile 2. stratejiyi) karşılaştırmakla yetinmeyip; görsel ağırlıklı eğitim stratejilerinin (1. ve 2. stratejiler) ortalaması ile işitsel ağırlıklı eğitim stratejilerinin (3., 4. ve 5. stratejiler) ortalaması arasındaki fark gibi planlanmamış (post-hoc) tüm olası karmaşık doğrusal bağıntıları (kontrastları) analiz etmek istemektedir.

Buna göre, araştırmacının amacına en uygun çoklu karşılaştırma yöntemi ve bu yöntemin karakteristik özelliği aşağıdakilerden hangisinde doğru verilmiştir?

Show answer & explanation

Answer: Scheffe testidir; kritik sınır değeri belirlenirken F tablo değeri (k1)(k-1) serbestlik derecesiyle çarpılır ve yaygın testler arasında en muhafazakâr olanıdır.

Answer

Doğru yanıt, planlanmamış karmaşık kontrastlar için özel olarak tasarlanmış ve formülünde (k1)(k-1) çarpanını barındıran en muhafazakâr yöntem olan Scheffe testini belirten seçenektir.
Scheffe testi, veriler toplandıktan sonra akla gelebilecek (planlanmamış) tüm karmaşık doğrusal bağıntıların test edilmesi için en uygun ve en esnek çoklu karşılaştırma yöntemidir. Formülündeki (k1)(k-1) çarpanı nedeniyle istatistiksel sınırları çok geniştir; bu durum Tip I (alfa) hatasını son derece sıkı kontrol etmesini sağlarken, onu diğer tüm post-hoc yöntemleri arasında en muhafazakâr (Tip II hata riski en yüksek) test haline getirir.

Step-by-Step Solution

1
Araştırmacının test ihtiyacının ve amacının saptanması.
Soru kökündeki 'planlanmamış tüm olası karmaşık doğrusal bağıntılar (kontrastlar)' ifadesi, kullanılacak testin ikili karşılaştırmaların (Tukey, LSD vb.) ötesine geçmesini gerektirir.
Sadece belirli testler ikili (pairwise) karşılaştırmalar dışındaki karmaşık ortalama kombinasyonlarını test etmeye izin verir.
2
Karmaşık kontrastlar için uygun post-hoc testin seçilmesi.
Bu amaca hizmet eden ve genel F testinin anlamlılık bulgusunu tüm olası kontrastlara yayabilen yegane esnek test Scheffe testidir.
Scheffe testi, ANOVA'daki gruplar arası kareler toplamı mantığına dayanarak olası her türlü lineer kombinasyonu test etmek için kurgulanmıştır.
3
Scheffe testinin kritik istatistiksel özelliklerinin doğrulanması.
Kritik S-değeri hesaplanırken (k1)×Fα,k1,Nk(k-1) \times F_{\alpha, k-1, N-k} formülü kullanılır. (k1)(k-1) çarpanı güven aralığını oldukça genişleterek Tip I hatayı güçlü biçimde korur.
Güven aralığının bu denli genişletilmesi, testin gerçekte var olan ufak farkları yakalayamama (Tip II hata) riskini artırır ve onu en 'muhafazakâr' test konumuna getirir.

Key Concept

Scheffe Testinin Karmaşık Kontrastlardaki Rolü ve İstatistiksel Özellikleri
Question 33Question

Bir ziraat mühendisi, 4 farklı gübre çeşidinin (G1,G2,G3,G4G_1, G_2, G_3, G_4) domates verimi üzerindeki etkilerini incelemek amacıyla tamamen rastgele tasarım planına uygun bir deney yürütmüştür. Elde edilen veriler üzerinden yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda, gübre çeşitlerinin verim üzerindeki etkisinin istatistiksel olarak anlamlı olduğu tespit edilmiştir. Ortalamalar arasındaki farklılıkların kaynağını belirlemek isteyen araştırmacı, Student-Newman-Keuls (SNK) testini kullanmaya karar vermiştir. Gübrelerin ortalama verimleri küçükten büyüğe doğru XˉG2<XˉG4<XˉG1<XˉG3\bar{X}_{G2} < \bar{X}_{G4} < \bar{X}_{G1} < \bar{X}_{G3} şeklinde sıralanmıştır.

Buna göre, Student-Newman-Keuls (SNK) testinin teorik yapısı ve uygulanışı dikkate alındığında aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: SNK testinde karşılaştırılan ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça kullanılacak kritik değer de büyür; bu nedenle G3G_3 ile G2G_2 arasındaki karşılaştırmada kullanılan kritik değer, G1G_1 ile G4G_4 arasındaki karşılaştırmada kullanılan kritik değerden daha büyüktür.

Answer

SNK testinde karşılaştırılan ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça kullanılacak kritik değer de büyür; bu nedenle G3G_3 ile G2G_2 arasındaki karşılaştırmada kullanılan kritik değer, G1G_1 ile G4G_4 arasındaki karşılaştırmada kullanılan kritik değerden daha büyüktür.
Doğru olan seçenek, SNK testinin ardışık bir çoklu karşılaştırma testi olması prensibini yansıtmaktadır. Test prosedüründe ortalamalar küçükten büyüğe sıralanır ve karşılaştırılacak iki ortalamanın bu sıralamadaki konumları arasındaki fark (adım sayısı, pp) belirlenir. Adım sayısı pp ne kadar büyükse, kullanılan Öğrenci aralığı (Studentized range, qq) istatistiğinin tablo kritik değeri de o kadar büyük olur. Bu nedenle en uçtaki ortalamalar olan G3G_3 ile G2G_2 için (p=4p=4) gereken kritik fark, birbirine daha yakın olan G1G_1 ile G4G_4 (p=2p=2) ortalamaları için gereken kritik farktan daha fazladır.

Step-by-Step Solution

1
Grupların sıralanması ve adım sayılarının (p) belirlenmesi.
G2,G4,G1,G3G_2, G_4, G_1, G_3 sıralamasında en uçtaki G2G_2 ile G3G_3 arasındaki adım sayısı p=4p=4'tür. Ardışık sayılan G4G_4 ile G1G_1 arasındaki adım sayısı ise p=2p=2'dir.
SNK testinde her bir ikili karşılaştırma için aralığın (range) açıklığına göre ayrı bir tablo değeri okunur.
2
Adım sayısı ile kritik değer ilişkisinin değerlendirilmesi.
pp değeri arttıkça Öğrenci aralığı (qq) tablosundan alınan kritik değerin de büyümesi gerektiği sonucuna varılır.
SNK, çoklu karşılaştırma sürecinde Aile Boyu Hata Oranını (Family-wise Error Rate) dengelemek için geniş açıklıklarda daha büyük kritik farklar talep eden ardışık (stepwise) bir testtir.

Key Concept

Student-Newman-Keuls (SNK) testinin adım sayısına bağlı değişen kritik değer (stepwise multiple range) özelliği
Question 34Question

Orman Genel Müdürlüğünde görevli bir araştırmacı, 77 farklı ağaç türünün kuraklığa dayanıklılık sürelerini incelediği bir çalışmada varyans analizi (ANOVA) uygulamıştır. Araştırmacı, tüm olası ikili karşılaştırmaları yapmak yerine, deneyin amacına uygun olarak önceden belirlediği 33 yerli türün her birini, 44 ithal türün her biriyle karşılaştırmaya karar vermiştir.

Deney genelindeki I. tip hata oranını (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde tutmayı hedefleyen araştırmacı, bu karşılaştırmaların birbirinden bağımsız olduğu varsayımına dayanarak Şidak (Sidak) düzeltmesini kullanacaktır.

Buna göre, araştırmacının her bir test için kullanması gereken düzeltilmiş anlamlılık düzeyi formülü ile Şidak yönteminin Bonferroni yöntemine göre temel teorik farkı aşağıdakilerin hangisinde doğru verilmiştir?

Show answer & explanation

Answer: Düzeltilmiş α\alpha değeri 1(10,05)1/121 - (1 - 0,05)^{1/12} olarak hesaplanır; Şidak yöntemi bağımsızlık varsayımına dayandığı için Bonferroni'ye kıyasla daha az tutucudur ve testin istatistiksel gücünü artırır.

Answer

Düzeltilmiş α\alpha değeri 1(10,05)1/121 - (1 - 0,05)^{1/12} olarak hesaplanır; Şidak yöntemi bağımsızlık varsayımına dayandığı için Bonferroni'ye kıyasla daha az tutucudur ve testin istatistiksel gücünü artırır.
Düzeltilmiş anlamlılık düzeyi hesaplanırken, yapılacak spesifik karşılaştırma sayısı (mm) temel alınır. 33 yerli ve 44 ithal türün ikili eşleştirilmesiyle m=3×4=12m = 3 \times 4 = 12 adet karşılaştırma planlanmıştır. Şidak düzeltmesi αyeni=1(1α)1/m\alpha_{yeni} = 1 - (1 - \alpha)^{1/m} formülüyle hesaplandığından sonuç 1(10,05)1/121 - (1 - 0,05)^{1/12} olur. Teorik olarak Şidak yöntemi, çoklu testlerin birbirinden bağımsız olduğu ihtimaliyetine dayanır ve elde edilen yeni α\alpha sınırını Bonferroni'ye (α/m\alpha/m) kıyasla daha yüksek tutar. Sınırın (eşik değerin) daha geniş olması, testin istatistiksel gücünü (1β1-\beta) artırır ve Bonferroni'nin yarattığı aşırı muhafazakâr (tutucu) etkiyi yumuşatır.

Step-by-Step Solution

1
Yapılacak olan toplam bağımsız karşılaştırma sayısını (mm) belirleyin.
Araştırmacı 33 yerli tür ile 44 ithal türü çaprazlayacağı için karşılaştırma sayısı m=3×4=12m = 3 \times 4 = 12 olur.
Tüm ikili karşılaştırmalar (7×6/2=217 \times 6 / 2 = 21) yerine, yalnızca araştırmacının önceden planladığı spesifik karşılaştırma sayısı formülde dikkate alınmalıdır.
2
Şidak (Sidak) düzeltmesi formülünü uygulayın.
Formül: αyeni=1(1α)1/m\alpha_{yeni} = 1 - (1 - \alpha)^{1/m}. Veriler yerine konduğunda düzeltilmiş α=1(10,05)1/12\alpha = 1 - (1 - 0,05)^{1/12} elde edilir.
Aile bazında hata oranını (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde tutmak için her bir testin anlamlılık düzeyi bu formülle güncellenmelidir.
3
Şidak ve Bonferroni yöntemlerinin teorik yapılarını karşılaştırın.
Şidak yöntemi, testlerin bağımsız olduğunu varsayar. Bonferroni ise Boole eşitsizliğine dayandığı için bağımsızlık varsaymaz ve her koşulda daha tutucu (muhafazakâr) davranarak testin gücünü düşürür.
Şidak yönteminin ürettiği düzeltilmiş α\alpha değeri, Bonferroni değerine (α/m\alpha/m) göre çok az da olsa daha büyüktür. Bu durum sıfır hipotezini reddetmeyi kolaylaştırarak istatistiksel gücü artırır.

Key Concept

Deney tasarımında çoklu karşılaştırmalar sırasında I. tip hata oranının (FWER) Bonferroni ve Şidak yöntemleriyle kontrol edilmesi ve yöntemlerin teorik farklılıkları.
Question 35Question

Bir ergonomi uzmanı, 33 farklı klavye tasarımının (A, B ve C) dakikada yazılan kelime sayısı üzerindeki etkisini incelemek amacıyla tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney yürütmüştür. Her bir klavye tasarımı rastgele seçilen 88 farklı katılımcı tarafından test edilmiştir.

Yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda Hata Kareler Ortalaması (HKOHKO) 1616 olarak hesaplanmış ve varyans analizinin temel hipotezi (H0H_0), α=0,05\alpha = 0,05 anlamlılık düzeyinde reddedilmiştir.

(Tablo değerleri: t(0,025;2)=4,30t_{(0,025; 2)} = 4,30, t(0,025;21)=2,08t_{(0,025; 21)} = 2,08, t(0,025;23)=2,07t_{(0,025; 23)} = 2,07, 21,414\sqrt{2} \approx 1,414)

Uzman, ikili grup ortalamaları arasındaki farkların kaynağını araştırmak için Fisher'ın LSD (En Küçük Anlamlı Fark) yöntemini kullanmaya karar vermiştir.

Buna göre, %5 anlamlılık düzeyinde hesaplanması gereken LSD kritik değeri ve bu testin ("Korumalı LSD") Tip I hata oranını kontrol altında tutabilmesi için gerektirdiği temel koşul aşağıdakilerden hangisinde doğru verilmiştir?

Show answer & explanation

Answer: LSD = 4,16 ; ANOVA genel F testinin istatistiksel olarak anlamlı sonuç vermesi

Answer

Doğru seçenek hesaplanan LSD değerinin 4,16 olduğu ve Korumalı LSD için genel F testinin istatistiksel olarak anlamlı bulunmuş olması şartını içeren seçenektir.
LSD formülünde doğru t değeri hata serbestlik derecesi olan (N-k = 24-3 = 21) üzerinden 2,08 olarak alınır. Formüle yerleştirildiğinde: 2,08 × √(16 × (2/8)) = 4,16 elde edilir. Teorik olarak da Fisher'ın Korumalı LSD testi, çoklu karşılaştırmalardan doğan Tip I hata artışını engellemek için yalnızca genel ANOVA F-testi anlamlı (H0 reddedildiğinde) sonuç verdiğinde uygulanabilir.

Step-by-Step Solution

1
Serbestlik derecelerini ve ilgili t tablo değerini belirle.
Grup sayısı k = 3, toplam gözlem N = 3 × 8 = 24. Hata serbestlik derecesi sd = N - k = 21. İlgili t değeri t_{(0,025; 21)} = 2,08 olarak tespit edilir.
LSD testinde standart hata hesaplamasında her zaman Hata Kareler Ortalaması (HKO) ve buna karşılık gelen hata serbestlik derecesi kullanılır.
2
LSD kritik değerini formül kullanarak hesapla.
LSD = t × √(HKO × (1/n + 1/n)). Gruplardaki gözlem sayıları eşit olduğundan LSD = 2,08 × √(16 × (2/8)) = 2,08 × √4 = 2,08 × 2 = 4,16 bulunur.
Ortalamalar arası farkın anlamlı kabul edilebilmesi için gereken minimum farkı (En Küçük Anlamlı Fark) bulmak hedeflenmektedir.
3
Korumalı LSD (Protected LSD) kavramının teorik koşulunu değerlendir.
Bu testin Tip I hatayı (alfa enflasyonunu) kontrol edebilmesi için ANOVA sonucunda genel F testinin H0 hipotezini reddetmiş (anlamlı sonuç vermiş) olması gerektiği sonucuna varılır.
Genel F testi anlamsızken LSD testine devam etmek, şansa bağlı olarak sahte anlamlı farklılıklar (Tip I hata) bulma olasılığını ciddi şekilde artırır.

Key Concept

Fisher'ın Korumalı LSD Testi Hesaplaması ve Teorik Ön Şartı
Question 36Question

Bir kamu araştırma enstitüsünde görevli başistatistikçi, kuruma ait geniş çaplı bir veritabanı üzerinde 5050 farklı sosyoekonomik göstergeyi bağımsız örneklemler üzerinden karşılaştıran eş zamanlı hipotez testleri yürütecektir. Deney genelinde Grup Bazında Tip I Hata Oranının (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesini aşmaması resmi bir gerekliliktir. Uzman ekip, kullanılacak çoklu karşılaştırma (post-hoc) prosedürü için Bonferroni ve Šidák düzeltmeleri üzerine aşağıdaki değerlendirmeleri yapmıştır:

I. Šidák düzeltmesi kullanıldığında her bir test için hesaplanan nominal anlamlılık düzeyi (αS\alpha_S), Bonferroni düzeltmesi ile hesaplanan değerden (αB\alpha_B) daima daha büyük olacaktır. Bu matematiksel eşitsizlik, Šidák yöntemini Bonferroni'ye göre testin gücünü artırma ve Tip II hata riskini azaltma açısından teorik olarak daha avantajlı kılar.
II. Bonferroni yöntemi yalnızca testlerin birbirinden tam bağımsız olduğu varsayımı altında FWER kontrolünü garanti edebilirken; Šidák yöntemi değişkenler arasındaki her türlü korelasyon (bağımlılık) yapısında Tip I hata oranının belirlenen seviyede kalmasını kesin olarak sağlar.
III. Eğer herhangi bir çoklu karşılaştırma düzeltmesi yapılmaksızın her bir gösterge için ayrı ayrı nominal α=0,05\alpha = 0,05 düzeyinde bağımsız testler gerçekleştirilirse, araştırma genelinde en az bir göstergede yanlışlıkla anlamlı fark bulunması olasılığı %90\%90'ın üzerine çıkacaktır.

Buna göre, uzman ekibin yaptığı değerlendirmelerden hangileri istatistiksel olarak kesinlikle doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: I ve III

Answer

Uzman ekibin değerlendirmelerinden I ve III numaralı ifadeler kesinlikle doğrudur.
I ve III numaralı ifadeleri içeren seçenek doğru cevaptır. Šidák düzeltmesi matematiksel yapısı gereği daima Bonferroni'den daha büyük bir anlamlılık düzeyi üretir, bu da testin gücünü nispeten artırır (I. ifade doğru). Düzeltme yapılmadan α=0,05\alpha=0,05 ile 5050 bağımsız test yapıldığında deney bazında hata olasılığı 1(0,95)50%92,31 - (0,95)^{50} \approx \%92,3 olarak hesaplanır, ki bu %90\%90'ın üzerindedir (III. ifade doğru). Ancak Bonferroni bağımsızlık varsayımına ihtiyaç duymayan, Šidák ise kesinlikle bağımsızlık varsayan bir yöntemdir; dolayısıyla II. ifade teorik olarak tamamen hatalıdır.

Step-by-Step Solution

1
I. ifadenin matematiksel analizini yapın.
Bonferroni için αB=αm\alpha_B = \frac{\alpha}{m}, Šidák için αS=1(1α)1/m\alpha_S = 1 - (1-\alpha)^{1/m} formülleri geçerlidir. m=50m=50 ve α=0,05\alpha=0,05 için αB=0,001\alpha_B = 0,001 iken, αS0,001025\alpha_S \approx 0,001025 bulunur. αS>αB\alpha_S > \alpha_B olduğundan, Šidák yöntemi null hipotezini reddetmeyi marjinal olarak daha kolay hale getirir, bu da gücü artırır ve Tip II hatayı azaltır. I. ifade doğrudur.
Yöntemlerin test güçlerini karşılaştırmak için hesapladıkları yeni eşik değerlerinin büyüklük sıralamasını bilmek gerekir.
2
II. ifadedeki teorik varsayımları inceleyin.
Bonferroni yöntemi Boole eşitsizliğine (P(Ai)P(Ai)P(\cup A_i) \leq \sum P(A_i)) dayandığı için testler arasındaki korelasyon veya bağımlılık yapısından bağımsız olarak daima FWER α\leq \alpha garantisi verir. Šidák yöntemi ise P(HataYok)=(1α)mP(Hata Yok) = (1-\alpha)^m eşitliğini kullandığı için testlerin tam bağımsız olması varsayımına dayanır. II. ifade durumu tam tersi yansıttığı için yanlıştır.
Post-hoc testlerinin veri yapısındaki bağımlılıklara karşı ne kadar dirençli olduklarını belirleyen temel istatistiksel varsayımları doğrulamak gerekir.
3
III. ifadedeki birikimli hata olasılığını (Düzeltilmemiş FWER) hesaplayın.
Hiçbir düzeltme yapılmadığında en az bir Tip I hata yapma olasılığı 1(1α)m1 - (1 - \alpha)^m formülü ile bulunur. 1(10,05)50=1(0,95)501 - (1 - 0,05)^{50} = 1 - (0,95)^{50} hesabı yaklaşık olarak 10,0769=0,92311 - 0,0769 = 0,9231 (\%92,31) değerini verir. Dolayısıyla hata olasılığı %90\%90'ın üzerine çıkacaktır. III. ifade doğrudur.
Çoklu karşılaştırmalarda alfa enflasyonunun ulaştığı boyutu matematiksel olarak kanıtlamak gerekir.

Key Concept

FWER Kontrolü ve Yöntem Varsayımları
Question 37Question

Sağlık Bakanlığına bağlı bir eğitim ve araştırma hastanesinde yürütülen klinik bir çalışmada, 66 farklı tedavi protokolünün (biri standart, beşi deneysel) hastaların taburcu olma süreleri üzerindeki etkileri tek yönlü varyans analizi (ANOVA) ile incelenmektedir. Araştırmacılar, protokoller arasında yapılabilecek tüm olası ikili karşılaştırmaları gerçekleştirmek istemekte ve deney bazında Tip I hata oranını (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 düzeyinde kontrol altında tutmayı amaçlamaktadır.

Bu çalışmada kullanılabilecek çoklu karşılaştırma yöntemleri bağlamında, Bonferroni ve Sidak düzeltmelerinin teorik özellikleriyle ilgili aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Bonferroni düzeltmesi, testler arasındaki bağımlılık yapısından etkilenmeksizin deney bazında hata oranını sınırlandırırken; Sidak düzeltmesi testlerin birbirinden bağımsız olduğu varsayımına dayanır ve teorik olarak daha az tutucu bir düzeltilmiş alfa değeri üretir.

Answer

Bonferroni düzeltmesi testler arası bağımlılıktan bağımsız çalışırken, Sidak düzeltmesi bağımsızlık varsayımı üzerine kuruludur ve nispeten daha az tutucu bir yapıya sahiptir.
Bonferroni düzeltmesi Boole eşitsizliğine dayandığı için hipotez testlerinin bağımlılık yapısından etkilenmez ve Tip I hata oranını (FWER) her zaman güvenli sınır olan α\alpha değerinde veya altında tutar. Sidak düzeltmesi ise hesaplamasında ardışık olayların bağımsızlığını (P(AB)=P(A)P(B)P(A \cap B) = P(A)P(B)) varsayar. Matematiksel olarak hesaplanan Sidak düzeltilmiş alfa değeri, aynı mm sayısı için Bonferroni değerinden daha büyük çıkar. Bu daha yüksek alfa eşiği, yöntemin Tip II hata yapma ihtimalini azaltmasını, yani 'daha az tutucu' olmasını sağlar.

Step-by-Step Solution

1
Bonferroni düzeltmesinin teorik varsayımlarını değerlendirmek.
Bonferroni düzeltmesi (αB=α/m\alpha_B = \alpha/m) Boole eşitsizliğine dayanır. Bu nedenle hipotez testlerinin birbirine ne kadar bağımlı veya bağımsız olduğuyla ilgilenmez; Tip I hata oranını her koşulda en fazla hedeflenen α\alpha seviyesinde tutar.
Bonferroni'nin bağımlılık yapısından etkilenip etkilenmediğini saptamak.
2
Sidak düzeltmesinin teorik varsayımlarını değerlendirmek.
Sidak düzeltmesi (αS=1(1α)1/m\alpha_S = 1 - (1-\alpha)^{1/m}) testlerin birbirinden tam bağımsız olduğu varsayımına dayanır.
Sidak yönteminin hangi durumlar için teorik tam geçerliliğe sahip olduğunu belirlemek.
3
İki yöntemin güç (tutuculuk) açısından kıyaslanmasını yapmak.
Matematiksel olarak m>1m > 1 iken Sidak düzeltilmiş alfa değeri, Bonferroni'nin düzeltilmiş alfa değerinden biraz daha büyüktür (αS>αB\alpha_S > \alpha_B). Alfa değerinin daha büyük olması, yöntemin 'daha az tutucu' olduğunu ve gerçeği yansıtan farkları yakalama gücünün (power) nispeten daha yüksek olduğunu gösterir.
Seçeneklerdeki 'daha az tutucu' ifadesinin doğruluğunu kanıtlamak.

Key Concept

Bonferroni ve Sidak düzeltmelerinin teorik varsayımları, matematiksel yapıları ve FWER üzerindeki etkileri.
Estimated Time:2m 30s
Question 38Question

Tek yönlü varyans analizi (ANOVA) uygulanan bir araştırmada, test sonucunda gruplar arasında istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık tespit edilmiş ve bu farklılıkların hangi gruplardan kaynaklandığını belirlemek amacıyla Duncan Çoklu Aralık Testi (Duncan's Multiple Range Test) kullanılmasına karar verilmiştir.

Bu testin teorik yapısı ve uygulanışı ile ilgili aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Sıralanmış ortalamalar dizisinde, karşılaştırılan iki grup arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değeri de artar; ayrıca test, Tip I hata oranını Tukey HSD testine kıyasla daha zayıf kontrol eder.

Answer

Karşılaştırılan ortalamalar arasındaki adım sayısı arttıkça En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değerinin büyüdüğünü ve Tip I hata oranının Tukey HSD testine göre daha zayıf kontrol edildiğini belirten ifade.
Duncan Çoklu Aralık Testi (Duncan's Multiple Range Test), ortalamaları büyükten küçüğe sıralar ve her iki ortalama arasındaki adım sayısına (pp) bağlı olarak değişen tablolar kullanır. pp arttıkça Duncan'ın tablodan okunan kritik değeri ve dolayısıyla hesaplanan En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değeri artar. Fisher'ın LSD testinden farklı olarak dinamik bir aralık sunar ancak Tukey HSD testinden farklı olarak deneme başına Tip I hata oranını katı bir şekilde korumaz. Bu yüzden Tukey HSD'ye kıyasla daha zayıf Tip I hata kontrolüne sahiptir ve daha liberaldir.

Step-by-Step Solution

1
Duncan testinin temel özelliklerini hatırlamak.
Duncan testi, varyans homojenliği varsayar ve tüm grupların ikili karşılaştırmasını yapar. Her bir karşılaştırma için tek bir sınır değer yerine, sıralanmış ortalamalar arasındaki adım sayısına (pp) bağlı çoklu En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değerleri üretir.
Testin kritik değer hesabının adım sayısı (pp) ile ilişkisini belirlemek.
2
Tip I hata oranını diğer testlerle kıyaslamak.
Tukey HSD testi deney başına hata oranını sıkı bir şekilde kontrol ederken (muhafazakar), Duncan testi daha fazla güç elde etmek adına Tip I hata oranının büyümesine izin verir.
Tukey ve Duncan testleri arasındaki Tip I hata kontrol farkını tespit etmek.
3
Diğer seçeneklerdeki ifadelerin hangi test veya durumlara ait olduğunu ayrıştırmak.
Kontrol grubu kıyaslaması Dunnett testine aittir. Varyans heterojenliği durumunda Games-Howell kullanılır. ANOVA F testi anlamsızken post-hoc yapılamaz. Kritik değerler bulunurken mutlaka hata serbestlik derecesi (NkN-k) kullanılır.
Çeldiricilerin içerdiği bilimsel hataları ispatlamak.

Key Concept

Duncan Çoklu Aralık Testinin Özellikleri, Varsayımları ve Tip I Hata Kontrolü
Question 39Question

Bir çevre mühendisi, 4 farklı su arıtma yönteminin sudaki ağır metal oranını düşürme etkinliklerini karşılaştırmak amacıyla tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney yürütmüş ve tek yönlü varyans analizi (ANOVA) uygulamıştır. Analiz sonucunda yöntemler arasında istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık bulunmuştur. Mühendis, hangi arıtma yöntemlerinin etkinlikleri açısından birbirinden farklı olduğunu tespit etmek için ikili karşılaştırmalar yapmaya karar vermiş ve bu amaçla Duncan Çoklu Aralık Testi'ni kullanmıştır.

Bu araştırmada uygulanacak Duncan Çoklu Aralık Testi'nin istatistiksel özellikleri ve hesaplama prensipleri dikkate alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Sıralanmış ortalama değerleri dizisinde, karşılaştırılan iki ortalama arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça, hesaplanacak olan En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) kritik değeri de artar.

Answer

Sıralanmış dizide ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça, kullanılacak En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) kritik değerinin de artacağını belirten seçenektir.
Duncan Çoklu Aralık Testi, gruplar arası ikili karşılaştırmalar yaparken Tukey HSD veya LSD'de olduğu gibi sabit bir kritik değer kullanmaz. Karşılaştırılan ortalamalar küçükten büyüğe sıralanır ve iki ortalama arasındaki adım sayısına (içerdikleri grup sayısı, pp) bağlı olarak değişen teorik tablo değerleri (rpr_p) okunur. En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değeri, bu rpr_p değeri ile ortalamanın standart hatasının çarpılmasıyla elde edilir. Ortalamalar sıralı dizide birbirinden ne kadar uzaksa (pp büyüdükçe), rpr_p tablo değeri büyür ve hesaplanan SSR değeri de artar. Ayrıca Duncan testi, LSD'den daha iyi bir Tip I hata kontrolü sağlarken, Tukey HSD testine göre daha az muhafazakardır (daha fazla Tip I hataya izin verir, ancak gücü daha yüksektir).

Step-by-Step Solution

1
Uygulanan Duncan Çoklu Aralık Testi'nin temel hesaplama prensibini hatırlama
Testin her ikili karşılaştırma için sabit bir değer yerine, değişken kritik değerler (rpr_p) kullandığı bilgisine ulaşılır.
Duncan Çoklu Aralık Testini diğer post-hoc testlerinden (Tukey, LSD vb.) ayıran en önemli özellik dinamik kritik aralık (SSR) hesaplamasıdır.
2
Seçeneklerdeki test özelliklerini ve varsayımlarını değerlendirme
Kontrol grubu eşleştirmesinin Dunnett, heterojen varyans serbestliğinin Games-Howell testine ait olduğu tespit edilir. ANOVA anlamsızken post-hoc yapılamayacağı ve serbestlik derecesinin hatalı verildiği anlaşılır.
Çoklu karşılaştırma testlerinin her birinin kendine özgü bir matematiksel arka planı ve varsayım kısıtlamaları vardır.
3
Adım sayısı (pp) ile kritik değer (SSR) ilişkisini doğrulama
Ortalamalar büyüklük sırasına dizildiğinde, aralarında daha fazla ortalama bulunan (adım sayısı artan) iki değerin istatistiksel olarak farklı kabul edilebilmesi için, daha büyük bir fark sınırını aşmaları gerekir. Bu da artan pp ile artan SSR anlamına gelir.
Tip I hata oranını kontrol altında tutmak için uzak mesafedeki ortalamalar daha katı bir sınırla (büyük kritik değer) test edilir.

Key Concept

Duncan Çoklu Aralık Testinde Adım Sayısı (p) ve En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) İlişkisi ile Varsayımlar
Question 40Question

Türkiye İstatistik Kurumu (TÜİK) tarafından yürütülen hanehalkı tüketim harcamaları araştırmasında görevli bir uzman, belirli harcama grupları arasında bağımsız ortalama karşılaştırmaları yapmayı planlamaktadır. Uzman, çalışmadaki aile bazında hata oranını (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde kontrol altında tutmak amacıyla Šidák (Sidak) düzeltmesini kullanmış ve her bir karşılaştırma için kullanılması gereken anlamlılık düzeyini yaklaşık olarak 0,0051160,005116 olarak hesaplamıştır.

Buna göre, uzmanın yaptığı karşılaştırma sayısı (mm) ve aynı veri seti için Šidák yerine Bonferroni düzeltmesi kullanılsaydı karşılaştırma başına uygulanacak olan anlamlılık düzeyi sırasıyla aşağıdakilerin hangisinde doğru verilmiştir?
(İşlemlerde (0,95)0,10,994884(0,95)^{0,1} \approx 0,994884 eşitliğini kullanınız.)

Show answer & explanation

Answer: m=10m = 10 ve α=0,005\alpha = 0,005

Answer

Karşılaştırma sayısı m=10m = 10 ve Bonferroni ile düzeltilmiş anlamlılık düzeyi α=0,005\alpha = 0,005 olmalıdır.
Verilen Šidák değeri olan 0,005116 üzerinden ters işlem yapıldığında, (0,95)1/m=0,994884(0,95)^{1/m} = 0,994884 denkleminden 1/m=0,11/m = 0,1, yani karşılaştırma sayısı m=10m = 10 olarak elde edilir. Aynı veri seti için Bonferroni düzeltmesi kullanılsaydı, hedeflenen aile bazında hata oranı (0,050,05) toplam karşılaştırma sayısına (1010) bölünerek, karşılaştırma başına anlamlılık düzeyi α=0,05/10=0,005\alpha = 0,05 / 10 = 0,005 olarak bulunurdu.

Step-by-Step Solution

1
Šidák düzeltmesi formülünü yazarak bilinen değerleri yerine koyun.
αSidak=1(1αFW)1/m    0,005116=1(10,05)1/m\alpha_{Sidak} = 1 - (1 - \alpha_{FW})^{1/m} \implies 0,005116 = 1 - (1 - 0,05)^{1/m}
Karşılaştırma sayısını (m) bulmak için Šidák formülünü tersine işletmemiz gerekir.
2
Denklemi düzenleyerek mm değerini çözün.
(0,95)1/m=10,005116    (0,95)1/m=0,994884(0,95)^{1/m} = 1 - 0,005116 \implies (0,95)^{1/m} = 0,994884. Soruda verilen (0,95)0,10,994884(0,95)^{0,1} \approx 0,994884 bilgisine göre 1/m=0,11/m = 0,1 ve buradan m=10m = 10 bulunur.
Toplam yapılan bağımsız ikili karşılaştırma sayısına ulaşmak için üslü denklem çözülür.
3
Bulunan mm değerini kullanarak Bonferroni düzeltmesini hesaplayın.
αBonferroni=αFW/m    αBonferroni=0,05/10=0,005\alpha_{Bonferroni} = \alpha_{FW} / m \implies \alpha_{Bonferroni} = 0,05 / 10 = 0,005
Bonferroni yöntemi, aile bazında hata oranını toplam karşılaştırma sayısına bölerek basit ve daha muhafazakar bir eşik değeri üretir.

Key Concept

Aile Bazında Hata Oranı (FWER) Kontrolü İçin Çoklu Karşılaştırma Düzeltmeleri
PreviousPage 2 / 5Next
Çoklu Karşılaştırma (Post-Hoc) Testleri Practice Questions — KPSS İstatistik — Page 2 | Examkin