Deney Tasarımı ve Varyans Analizi

203 questions

Question 81Question

Bir e-ticaret platformu, 33 farklı web sitesi tasarımı (A faktörü) ve 44 farklı indirim türünün (B faktörü) günlük ortalama sipariş tutarı üzerindeki etkisini incelemek amacıyla iki yönlü varyans analizi (ANOVA) uygulamıştır. Her bir tasarım ve indirim türü kombinasyonu (gözenek) için eşit sayıda (nn) günlük veri toplanmıştır.

Elde edilen eksik varyans analizi tablosu aşağıda verilmiştir:

Varyans KaynağıSerbestlik Derecesi (sd)Kareler Toplamı (KT)Kareler Ortalaması (KO)F
Tasarım (A)150150
İndirim (B)8080
Etkileşim (AxB)240240
Hata
Genel595915901590

(Tablo değerleri yuvarlanmamış kesin değerlerdir. Kritik değerler: F(2;48;0,05)=3,19F_{(2; 48; 0,05)} = 3,19 , F(5;49;0,05)=2,40F_{(5; 49; 0,05)} = 2,40 , F(6;48;0,05)=2,30F_{(6; 48; 0,05)} = 2,30 , F(12;40;0,05)=2,00F_{(12; 40; 0,05)} = 2,00)

Buna göre, etkileşim etkisine ait FF test istatistiğinin değeri ve %5\%5 anlamlılık düzeyinde bu etkinin doğru yorumu aşağıdakilerden hangisinde sırasıyla verilmiştir?

Show answer & explanation

Answer: 2,002,00 ; Tasarımın sipariş tutarı üzerindeki etkisi, indirim türüne göre anlamlı bir farklılık göstermemektedir.

Answer

Etkileşim serbestlik derecesi 6, Hata kareler ortalaması 20'dir. F = 2,00 değeri, 2,30'dan küçük olduğundan farklılık göstermediğini belirten seçenek doğrudur.
Tablo tamamlandığında Hata Kareler Ortalaması 20, Etkileşim Kareler Ortalaması 40 bulunur. Etkileşim F değeri 40/20 = 2,00'dir. F(6;48) kritik değeri olan 2,30'dan küçük olduğu için etkileşim etkisi istatistiksel açıdan anlamlı değildir; yani tasarımın etkisi indirim türüne bağlı değildir.

Step-by-Step Solution

1
Serbestlik derecelerini (sd) hesaplama
sd_A = 3-1 = 2, sd_B = 4-1 = 3, sd_AxB = 2 * 3 = 6. sd_Hata = 59 - 2 - 3 - 6 = 48 bulunur.
Kareler ortalamalarını bulabilmek için ilgili varyans kaynaklarının serbestlik dereceleri gereklidir.
2
Eksik kareler toplamlarını (KT) hesaplama
KT_B = KO_B * sd_B = 80 * 3 = 240. KT_Hata = 1590 - (150 + 240 + 240) = 960 bulunur.
Hata kareler ortalamasına (KO) ulaşabilmek için hata kareler toplamının bilinmesi gerekir.
3
Kareler ortalamalarını (KO) hesaplama
KO_AxB = 240 / 6 = 40. KO_Hata = 960 / 48 = 20 bulunur.
F test istatistiği, model KO değerinin Hata KO değerine bölünmesiyle elde edilir.
4
F test istatistiğini bulma ve yorumlama
F_AxB = 40 / 20 = 2,00. 2,00 < 2,30 (Kritik F) olduğundan H0 reddedilemez, yani ortak etki anlamsızdır.
Hesaplanan F değeri kritik değerin altında kaldığında, faktörlerin bağımlı değişken üzerindeki etkileşimi istatistiksel olarak anlamlı kabul edilmez.

Key Concept

İki Yönlü Varyans Analizi tablosunun tamamlanması, serbestlik derecelerinin doğru hesaplanarak etkileşim F istatistiğinin bulunması ve sonucun yorumlanması.
Question 82Question

Bir çevre mühendisi, 4 farklı atıksu arıtma yönteminin (Y1,Y2,Y3,Y4Y_1, Y_2, Y_3, Y_4) sudaki ağır metal giderim verimliliği (%) üzerindeki etkisini incelemektedir. Maliyet ve laboratuvar kısıtları nedeniyle deneyde her bir yöntem için farklı sayıda ölçüm yapılmıştır (örneklem hacimleri sırasıyla 12, 15, 10 ve 14'tür).

Elde edilen verilerle yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda, test istatistiği Fhesap=7.45F_{hesap} = 7.45 ve p-deg˘eri=0.001p\text{-değeri} = 0.001 olarak hesaplanmıştır (α=0.05\alpha = 0.05).

Mühendis, genel H0H_0 hipotezinin reddedilmesinin ardından, gruplar arasındaki farklılıkların kaynağını belirlemek amacıyla tüm olası ikili karşılaştırmaların yanı sıra karmaşık karşılaştırmaları (örneğin, Y1Y_1 ve Y2Y_2'nin ortak ortalaması ile Y3Y_3 ve Y4Y_4'ün ortak ortalamasını) da test etmek istemektedir. Bu analizde, örneklem hacimlerinin eşit olmamasını dikkate alarak deney geneli Tip I hata oranını (family-wise error rate) en sıkı şekilde kontrol eden (en tutucu) testi kullanmayı hedeflemektedir.

Buna göre, mühendisin veri yapısına ve amacına en uygun çoklu karşılaştırma (post-hoc) testi aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: Scheffé Testi

Answer

Doğru yanıt Scheffé Testidir. Verilen şartlar olan eşit olmayan örneklem hacmi, karmaşık kontrastların kullanılabilirliği ve Tip I hatanın en tutucu şekilde kontrol edilmesi yalnızca bu test tarafından sağlanır.
Araştırmacının karmaşık karşılaştırmalar yapma ihtiyacı, örneklem hacimlerinin eşit olmaması ve Tip I hatayı deney genelinde en tutucu şekilde kontrol etme isteği bir araya geldiğinde seçilmesi gereken tek doğru yöntem Scheffé testidir. Diğer testler bu üç kısıtı aynı anda karşılayamaz.

Step-by-Step Solution

1
Varyans analizi (ANOVA) sonucunun değerlendirilmesi
p-deg˘eri=0.001<0.05p\text{-değeri} = 0.001 < 0.05 olduğu için genel H0H_0 hipotezi reddedilir ve gruplar arasında anlamlı bir fark olduğu sonucuna varılır.
Çoklu karşılaştırma (post-hoc) testlerine geçebilmek için öncelikle genel test sonucunda anlamlı bir farkın tespit edilmiş olması zorunludur.
2
Araştırmacının karşılaştırma ihtiyaçlarının saptanması
Sadece basit ikili karşılaştırmaların değil, aynı zamanda grupların birleştirildiği karmaşık karşılaştırmaların (kontrastların) da yapılacağı belirlenmiştir.
Tukey HSD, LSD ve Dunnett gibi testler temel olarak sadece ikili karşılaştırmalar için uygunken, Scheffé testi yapılabilecek tüm doğrusal kontrastları test etmeye olanak tanır.
3
Örneklem hacimleri ve istatistiksel tutuculuk kısıtlarının değerlendirilmesi
Grup hacimlerinin eşit olmadığı (ni=12,15,10,14n_i = 12, 15, 10, 14) ve deney geneli Tip I hata oranının en sıkı şekilde kontrol edilmesi gerektiği tespit edilmiştir.
Scheffé testi, örneklem hacimlerinin eşit olmadığı durumlarda matematiksel olarak sorunsuz çalışır ve olası tüm karşılaştırmalarda deney geneli Tip I hatayı α\alpha düzeyinde garanti eden en tutucu testtir.

Key Concept

Çoklu Karşılaştırma Testlerinin Seçim Kriterleri
Question 83Question

Bir endüstri mühendisi, bir otomotiv parçasının dayanıklılığını optimize etmek için 4 farklı faktörün (A, B, C ve D) etkilerini incelemek istemektedir. Maliyet ve zaman kısıtları nedeniyle, 242^4 tam faktöriyel tasarım yerine, I=ABCDI = ABCD tanımlayıcı bağıntısına (defining relation) sahip bir 2412^{4-1} kesirli faktöriyel tasarım kullanmaya karar vermiştir.

Buna göre, bu deney tasarımında A ve B faktörleri arasındaki ikili etkileşim (AB), aşağıdaki etkilerden hangisi ile karışmış (confounded) durumdadır?

Show answer & explanation

Answer: C ve D faktörleri arasındaki ikili etkileşim (CD)

Answer

C ve D faktörleri arasındaki ikili etkileşim (CD)
Kesirli faktöriyel tasarımlarda (2kp2^{k-p}), bir etkinin karışma (alias) yapısını bulmak için o etki tanımlayıcı bağıntı ile çarpılır. I=ABCDI = ABCD verildiğine göre, AB etkileşiminin karışma yapısı AB×ABCD=A2B2CDAB \times ABCD = A^2B^2CD olarak hesaplanır. İki seviyeli tasarımlarda faktörlerin karesi birim elemana (I) eşit olduğundan (A2=IA^2=I, B2=IB^2=I), sonuç CD ikili etkileşimi olarak bulunur. Bu durum, AB ve CD etkilerinin bu tasarımda birbirinden ayırt edilemeyeceği anlamına gelir.

Step-by-Step Solution

1
Kesirli faktöriyel tasarımlarda karışma (aliasing) kuralını hatırla.
Bir etkinin hangi etki ile karıştığını bulmak için, söz konusu etki tanımlayıcı bağıntı (II) ile çarpılır.
Tasarımdaki kısıtlamalar nedeniyle bazı etkiler matematiksel olarak birbirinin aynısı (ortogonal olmayan) hale gelir.
2
Soruda verilen AB ikili etkileşimini tanımlayıcı bağıntı (I=ABCDI = ABCD) ile çarp.
AB×I=AB×(ABCD)=A2B2CDAB \times I = AB \times (ABCD) = A^2B^2CD
Karışma yapısını cebirsel olarak elde etmek için.
3
İki seviyeli tasarımlardaki modülo 2 kuralını uygula.
Herhangi bir faktörün karesi birim elemana (II) eşittir (A2=IA^2 = I, B2=IB^2 = I).
Faktörlerin etkileri -1 ve +1 seviyelerinde kodlandığından, kareleri her zaman +1 (II) olur.
4
İşlemi sadeleştirerek nihai karışan etkiyi bul.
A2B2CD=I×I×CD=CDA^2B^2CD = I \times I \times CD = CD
AB etkisinin CD etkileşimi ile karışmış durumda olduğu (ikisinin birbirinden ayrı tahmin edilemeyeceği) kanıtlanmış olur.

Key Concept

Kesirli Faktöriyel Tasarımlarda Karışma (Confounding/Aliasing)
Estimated Time:1m 0s
Question 84Question

Sosyal Güvenlik Kurumu (SGK) bünyesinde yürütülen bir hizmet iyileştirme projesinde, emeklilik başvuru işlemlerinin tamamlanma sürelerinin (gün cinsinden) üç farklı başvuru kanalına (e-Devlet, SGK İl Müdürlüğü, Posta) göre farklılık gösterip göstermediği incelenmektedir. Araştırmacı, standart tek yönlü varyans analizi (ANOVA) öncesinde temel varsayım kontrollerini gerçekleştirmiştir. Yapılan incelemelerde her üç grup için hata terimlerinin normal dağılıma uygun olduğu doğrulanmıştır. Ancak, varyansların homojenliğini sınamak amacıyla yapılan Levene testinde olasılık değeri p=0,012p = 0,012 olarak hesaplanmıştır (Anlamlılık düzeyi α=0,05\alpha = 0,05 olarak belirlenmiştir).

Buna göre, araştırmacının analiz sürecinde izlemesi gereken istatistiksel açıdan en uygun adım aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: Varyansların homojenliği varsayımı ihlal edildiğinden, standart ANOVA yerine Welch varyans analizi gibi varyans farklılıklarına dirençli bir yöntem tercih edilmelidir.

Answer

Araştırmacı, varyansların homojenliği varsayımı ihlal edildiği için standart ANOVA yerine varyans farklılıklarına dirençli (robust) olan Welch varyans analizi yöntemini tercih etmelidir.
Varyans analizi (ANOVA) yapılabilmesi için gözlemlerin bağımsız olması, hata terimlerinin normal dağılması ve grup varyanslarının homojen olması varsayımları aranır. Soru metninde normalliğin sağlandığı ancak Levene testi sonucunda p=0,012<0,05p = 0,012 < 0,05 bulunarak varyansların homojenliği varsayımının ihlal edildiği (H0H_0'ın reddedildiği) görülmektedir. Bu tip durumlarda standart ANOVA kullanmak Tip 1 hata oranını artırır. Bunun yerine, grup varyanslarını eşit kabul etmeyen ve düzeltme uygulayan Welch ANOVA veya Brown-Forsythe testlerinin kullanılması istatistiksel açıdan en doğru ve dirençli yaklaşımdır.

Step-by-Step Solution

1
Levene testine ait hipotezleri ve p-değerini yorumla.
H0H_0: Varyanslar homojendir. Verilen olasılık değeri p=0,012<0,05p = 0,012 < 0,05 olduğundan H0H_0 hipotezi reddedilir.
Varyans analizi öncesinde grupların varyanslarının eşit (homojen) olup olmadığının belirlenmesi gerekir.
2
Varyansların homojen olmaması durumunda ANOVA üzerindeki etkiyi değerlendir.
Varyanslar homojen olmadığında, standart F testinin Tip 1 hata yapma olasılığı belirlenen α\alpha düzeyinden sapar.
Standart ANOVA'nın geçerliliği, grupların aynı kitle varyansına sahip olduğu varsayımına dayanır.
3
Varsayım ihlali durumunda uygun alternatif analizi belirle.
Normallik varsayımı sağlandığı ancak varyansların homojenliği sağlanamadığı durumlarda Welch ANOVA veya Brown-Forsythe testi uygulanır.
Bu testler, varyansların farklı olmasını formülasyonlarında düzelterek (serbestlik derecelerini ayarlayarak) güvenilir F istatistiği üretirler.

Key Concept

Varyans Analizinde Varsayım İhlalleri ve Welch Testi
Question 85Question

Bir malzeme mühendisi, yeni geliştirilen bir alaşımın çekme mukavemetini etkileyen üç farklı faktörü (A: Soğutma Hızı, B: Karbon Oranı, C: Temperleme Süresi) incelemek amacıyla her faktörün 22 seviyesini kullanarak tam faktöriyel (232^3) deney tasarımı planlamıştır.

Deney, her bir faktör kombinasyonu için 33 tekrar (replikasyon) içerecek şekilde tamamen rastgele yürütülmüştür.

Elde edilen verilerle oluşturulan varyans analizi (ANOVA) tablosunun bazı değerleri aşağıda verilmiştir:

- Genel Kareler Toplamı (KTGenel)=350\text{Genel Kareler Toplamı } (KT_{Genel}) = 350
- A fakto¨ru¨ Kareler Toplamı (KTA)=40\text{A faktörü Kareler Toplamı } (KT_A) = 40
- B fakto¨ru¨ Kareler Toplamı (KTB)=60\text{B faktörü Kareler Toplamı } (KT_B) = 60
- C fakto¨ru¨ Kareler Toplamı (KTC)=20\text{C faktörü Kareler Toplamı } (KT_C) = 20
- AC etkiles¸imi Kareler Toplamı (KTAC)=10\text{AC etkileşimi Kareler Toplamı } (KT_{AC}) = 10
- BC etkiles¸imi Kareler Toplamı (KTBC)=15\text{BC etkileşimi Kareler Toplamı } (KT_{BC}) = 15
- ABC etkiles¸imi Kareler Toplamı (KTABC)=5\text{ABC etkileşimi Kareler Toplamı } (KT_{ABC}) = 5

Ayrıca, A faktörünün temel etkisi için hesaplanan F-istatistiği değerinin FA=8F_A = 8 olduğu bilinmektedir.

Buna göre, A ve B faktörleri arasındaki iki yönlü etkileşimin (AB) anlamlılığını test etmek için hesaplanması gereken F-istatistiği (FABF_{AB}) değeri kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 24

Answer

Doğru değer 24'tür.
Soruda istenilen F değerini bulabilmek için öncelikle Hata Kareler Ortalamasının tespiti gerekir. A faktörünün Kareler Toplamı (40) ve F değeri (8) bilindiği için, Hata Kareler Ortalaması (40 / 8) = 5 olarak bulunur. 2^3 tasarımda 3 tekrarlı deney için toplam 24 gözlem vardır ve Hata serbestlik derecesi 2^3 x (3-1) = 16'dır. Buradan Hata Kareler Toplamı 16 x 5 = 80 olarak hesaplanır. Varyasyonların toplamsallığı kuralı gereği, Genel Kareler Toplamı olan 350'den diğer tüm faktör ve hata kareler toplamları çıkarıldığında geriye yalnızca AB etkileşimine ait Kareler Toplamı olan 120 kalır. Etkileşimin serbestlik derecesi 1 olduğundan Kareler Ortalaması da 120'dir. Sonuç olarak F istatistiği, 120 / 5 = 24 olarak hesaplanır.

Step-by-Step Solution

1
Serbestlik derecelerini (sd) hesaplayın.
Gözlem sayısı N = 2^3 \times 3 = 24. Genel sd = 23. Faktörlerin ve etkileşimlerin sd değerleri (2-1) = 1'dir. Hata sd = a \times b \times c \times (r-1) = 2 \times 2 \times 2 \times (3-1) = 16.
Varyans analizi tablosundaki eksik değerleri bulabilmek için doğru serbestlik derecesi paylaştırması şarttır.
2
Hata Kareler Ortalamasını (KO_Hata) bulun.
A faktörü için KO_A = KT_A / sd_A = 40 / 1 = 40. F_A = KO_A / KO_Hata olduğundan, 8 = 40 / KO_Hata işlemiyle KO_Hata = 5 bulunur.
F testinde payda olarak kullanılacak olan hata varyansının (Hata Kareler Ortalaması) hesaplanması gerekir.
3
Hata Kareler Toplamını (KT_Hata) hesaplayın.
KT_Hata = KO_Hata \times sd_Hata = 5 \times 16 = 80.
ANOVA tablosundaki toplamsallık ilkesini (Genel KT = Faktörlerin KT + Hata KT) kullanabilmek için Hata KT'ye ihtiyaç vardır.
4
AB etkileşiminin Kareler Toplamını (KT_AB) bulun.
Genel KT = KT_A + KT_B + KT_C + KT_AB + KT_AC + KT_BC + KT_ABC + KT_Hata. Verilenler yerleştirildiğinde: 350 = 40 + 60 + 20 + KT_AB + 10 + 15 + 5 + 80. Buradan 350 = 230 + KT_AB ve KT_AB = 120 olarak bulunur.
Bilinmeyen tek varyasyon kaynağı olan AB etkileşiminin kareler toplamı, genel toplamdan diğerlerinin çıkarılmasıyla elde edilir.
5
AB etkileşimi için F-istatistiğini (F_AB) hesaplayın.
KO_AB = KT_AB / sd_AB = 120 / 1 = 120. F_AB = KO_AB / KO_Hata = 120 / 5 = 24.
Etkileşimin anlamlılığını test eden test istatistiği, etkileşime ait kareler ortalamasının hata kareler ortalamasına bölünmesiyle elde edilir.

Key Concept

Faktöriyel Tasarımlarda Varyans Analizi (ANOVA) ve Kareler Toplamı Paylaştırması
Question 86Question

Bir büyükşehir belediyesinde görevli kentsel planlama uzmanı, şehirdeki üç farklı aydınlatma teknolojisinin (LED, Halojen ve Sodyum Buharlı) enerji tüketimine etkisini incelemektedir. Uzman, özellikle bu üç teknolojiyi birbirleriyle karşılaştırmak amacıyla, şehrin 150150 farklı mahallesi arasından rastgele seçtiği 88 mahalleyi bloklama faktörü olarak çalışmasına dahil etmiş ve günlük ölçümleri gerçekleştirmiştir.

Elde edilen enerji tüketim verileri üzerinden varyans analizi (ANOVA) uygulamadan önce varsayımları test eden uzman, şu sonuçlara ulaşmıştır:
- Artıkların normalliği için Shapiro-Wilk testi: p=0,215p = 0,215
- Grupların varyanslarının homojenliği için Levene testi: p=0,034p = 0,034
- Gözlemlerin birbirinden bağımsız olduğu tespit edilmiştir.
(Anlamlılık düzeyi α=0,05\alpha = 0,05 olarak alınacaktır.)

Buna göre, araştırmanın tasarımı ve varsayım testlerinin sonuçları dikkate alındığında aşağıdaki ifadelerden hangisi istatistiksel olarak doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Çalışma bir karma (mixed) etkiler tasarımıdır; Levene testi sonucuna göre varyansların homojenliği varsayımı ihlal edilmiştir ve bu durum düzeltilmeden yapılacak klasik bir F-testi I. tip hata oranını artırabilir.

Answer

Araştırmanın tasarımı, sabit ve rastgele faktörleri bir arada içerdiği için karma etkiler modelidir. Levene testinin 0,05'ten küçük çıkması ise varyansların homojenliği varsayımının ihlal edildiğini ve klasik F-testinin Tip 1 hata riskini artıracağını gösterir.
Araştırmacı üç spesifik aydınlatma türünü kasten seçtiği için bu 'sabit (fixed)' bir faktördür. Öte yandan, 150 mahalle arasından 8'i kura yoluyla seçildiği için mahalle 'rastgele (random)' bir faktördür. Her iki faktör türünün birleşimi 'karma (mixed) etkiler tasarımı' oluşturur. Levene testinde H0 hipotezi varyansların eşit olduğunu savunur; p = 0,034 < 0,05 sonucu H0'ın reddedilmesine ve varyansların homojen OLMADIĞINA işaret eder. Bu durum klasik ANOVA ile test edildiğinde Tip 1 hata oranının (alfa seviyesinin şişmesi) artmasına neden olur.

Step-by-Step Solution

1
Modelin tasarım türünü belirlemek için faktörlerin nasıl seçildiğini analiz et.
Aydınlatma türleri spesifik olarak ilgilenilen 3 kategori (Sabit Etki). Mahalleler ise 150 mahalle içinden rastgele seçilmiş 8 örnek (Rastgele Etki). İkisi bir arada kullanıldığından bu bir Karma (Mixed) Etkiler modelidir.
Varyans analizi modellerinde beklenen kareler ortalaması (EMS) ve F istatistiğinin hesaplanması tasarım türüne (Sabit, Rastgele, Karma) göre köklü değişiklikler gösterir.
2
Shapiro-Wilk normallik testi sonucunu (p=0,215p = 0,215) yorumla.
p>0,05p > 0,05 olduğu için H0H_0 hipotezi (veriler normal dağılımdan gelmektedir) reddedilemez. Normallik varsayımı sağlanmıştır.
Varsayım testlerinde p değeri anlamlılık düzeyinden büyükse, verinin varsayılan temel yapıdan (burada normal dağılım) anlamlı bir sapma göstermediği kabul edilir.
3
Levene homojenlik testi sonucunu (p=0,034p = 0,034) yorumla.
p<0,05p < 0,05 olduğu için H0H_0 hipotezi (grup varyansları eşittir) reddedilir. Grupların varyansları heterojendir (farklıdır) ve varsayım ihlal edilmiştir.
ANOVA'nın en temel varsayımlarından biri grupların hata varyanslarının eşit olmasıdır. Bu sağlanmadığında sonuçlar yanlı çıkabilir.
4
Varyans homojenliği ihlalinin model sonuçlarına teorik etkisini değerlendir.
Klasik ANOVA denklemleri eşit varyans varsayımıyla türetildiği için, bu ihlal durumunda testin I. tip hata yapma (aslında fark yokken gruplar farklıdır deme) ihtimali yükselir.
İstatistiksel çıkarımın güvenilirliği, testin varsayımlarının karşılanmasına veya ihlal durumunda uygun sağlam (robust) düzeltmelerin yapılmasına bağlıdır.

Key Concept

Varyans Analizinde Model Tasarımı ve Varsayım İhlallerinin Yorumlanması
Estimated Time:2m 0s
Question 87Question

Bir kamu kurumu, taşra teşkilatları arasındaki bilgi akışını hızlandırmak amacıyla geliştirilen 33 farklı iletişim protokolünün (işlem) veri iletim süreleri üzerindeki etkisini incelemek istemektedir. Kurum, bölgeler arası altyapı farklılıklarının sonuçları etkilememesi için 55 farklı coğrafi bölgeyi blok faktörü olarak tasarıma dahil etmiş ve Rastgele Bloklar Deney Tasarımı kullanmıştır.

Yapılan analiz sonucunda varyans analizi tablosuna ait bazı değerler aşağıda verilmiştir:
- Genel Kareler Toplamı: 300300
- Bölge (Blok) Kareler Toplamı: 120120
- Hata Kareler Toplamı: 8080

Buna göre, iletişim protokolleri (işlemler) arasında istatistiksel olarak anlamlı bir fark olup olmadığını test etmek için hesaplanması gereken FF test istatistiği değeri kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 5,005,00

Answer

İletişim protokollerinin farklılığını test eden F istatistiği 5,005,00 değerine eşittir.
Rastgele bloklar deney tasarımında toplam varyans (Genel KT); işlemlerin, blokların ve hatanın varyanslarının toplamıdır. İşlem Kareler Toplamı 30012080=100300 - 120 - 80 = 100 olarak bulunur. İşlem sayısı 33 olduğu için serbestlik derecesi 22'dir ve Kareler Ortalaması 100/2=50100 / 2 = 50'dir. Blok sayısı 55 olduğu için Hata serbestlik derecesi (31)(51)=8(3-1)(5-1) = 8'dir. Hata Kareler Ortalaması ise 80/8=1080 / 8 = 10'dur. İşlemlere ait FF istatistiği 50/10=5,0050 / 10 = 5,00 sonucunu verir.

Step-by-Step Solution

1
İşlem Kareler Toplamını hesapla.
I˙s\clem KT=30012080=100İşlem\ KT = 300 - 120 - 80 = 100
Rastgele Bloklar Deney Tasarımında Genel KT, İşlem KT, Blok KT ve Hata KT'nin toplamına eşittir.
2
İşlem ve Hata serbestlik derecelerini (SD) bul.
I˙s\clem SD=31=2İşlem\ SD = 3 - 1 = 2, Hata SD=(31)×(51)=8Hata\ SD = (3 - 1) \times (5 - 1) = 8
İşlem sayısı k=3k=3 ve blok sayısı b=5b=5'tir. İşlem SD'si k1k-1 ve Hata SD'si (k1)(b1)(k-1)(b-1) formülü ile bulunur.
3
İşlem ve Hata Kareler Ortalamalarını (KO) hesapla.
I˙s\clem KO=1002=50İşlem\ KO = \frac{100}{2} = 50, Hata KO=808=10Hata\ KO = \frac{80}{8} = 10
Kareler ortalaması, kareler toplamının ilgili serbestlik derecesine bölünmesiyle elde edilir.
4
İşlemler (iletişim protokolleri) için F test istatistiğini hesapla.
F=I˙s\clem KOHata KO=5010=5,00F = \frac{İşlem\ KO}{Hata\ KO} = \frac{50}{10} = 5,00
F istatistiği, modelin açıkladığı varyansın (İşlem KO) açıklanamayan varyansa (Hata KO) oranlanmasıyla bulunur.

Key Concept

Rastgele Bloklar Deney Tasarımında ANOVA Tablosu ve F İstatistiği
Question 88Question

Bir ziraat mühendisi, mısır verimi üzerinde sulama yöntemi ve azot miktarının etkisini araştırmaktadır. Sulama yöntemi (ana parsel faktörü) 3 farklı seviyede, azot miktarı (alt parsel faktörü) ise 5 farklı seviyede uygulanmaktadır. Deney, 4 bloktan oluşan "Rastgele Bloklar" düzeninde Bölünmüş Parseller (Split-Plot) tasarımıyla kurulmuştur. Buna göre, bu deney için hazırlanan varyans analizi (ANOVA) tablosunda ana parsel hatası olan "Hata A" terimine ait serbestlik derecesi kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 6

Answer

Ana parsel hatasının (Hata A) serbestlik derecesi 6 olarak hesaplanır.
Bölünmüş parseller tasarımında ana parsel hatası (Hata A), ana parsel faktörünün seviye sayısı (aa) ve blok sayısı (rr) kullanılarak (a1)(r1)(a-1)(r-1) formülüyle hesaplanır. Soruda verilen a=3a=3 ve r=4r=4 değerleri yerine konulduğunda (31)×(41)=2×3=6(3-1) \times (4-1) = 2 \times 3 = 6 sonucu elde edilir.

Step-by-Step Solution

1
Ana parsel faktörü (aa) ve blok sayısının (rr) seviyelerini belirle.
a=3a = 3 (Sulama yöntemi), r=4r = 4 (Blok sayısı).
Hata A serbestlik derecesi formülü bu iki değişkene bağlıdır.
2
Hata A serbestlik derecesi formülünü (sdHata A=(a1)(r1)sd_{\text{Hata A}} = (a-1)(r-1)) uygula.
(31)×(41)=2×3(3-1) \times (4-1) = 2 \times 3.
Bölünmüş parseller tasarımında ana parsel hatası, ana parsel faktörü ile blokların etkileşimi gibi düşünülür.
3
Çarpma işlemini tamamla.
6.
İşlemin matematiksel sonucudur.

Key Concept

Bölünmüş Parseller Tasarımında Serbestlik Derecesi Hesaplama
Estimated Time:1m 30s
Question 89Question

Bir tarım araştırma enstitüsü, mısır verimi üzerindeki iki farklı gübre tipinin (AA) ve üç farklı sulama yönteminin (BB) etkilerini incelemek amacıyla 33 tekrarlı (n=3n=3) tam faktöriyel bir deney tasarımı kurgulamıştır. Deney sonucunda elde edilen verilerle oluşturulan kısmi ANOVA tablosu aşağıda sunulmuştur:

Varyans KaynağıSerbestlik Derecesi (sdsd)Kareler Toplamı (KTKT)
Faktör A (Gübre)114040
Faktör B (Sulama)226060
Etkileşim (A×BA \times B)222424
Hata??4848
Genel1717172172

Bu bilgilere göre, etkileşim etkisinin (A×BA \times B) anlamlılığını test etmek için hesaplanması gereken FF istatistiği değeri kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 3,03,0

Answer

Etkileşim etkisinin anlamlılığını test etmek için kullanılan hesaplanmış F istatistiği değeri 3,0'dır.
Doğru yanıt olan değer, etkileşim kareler ortalamasının (1212), hata kareler ortalamasına (44) oranlanmasıyla elde edilir. İki yönlü varyans analizinde hata serbestlik derecesi (sdHata=12sd_{Hata} = 12) doğru hesaplandığında, hata varyans tahmini 44 olarak bulunur ve etkileşim için hesaplanan F istatistiği 33 sonucunu verir.

Step-by-Step Solution

1
Hata terimi için serbestlik derecesini (sdHatasd_{Hata}) hesaplayın.
sdHata=12sd_{Hata} = 12
Hata serbestlik derecesi, genel serbestlik derecesinden tüm ana etki ve etkileşim serbestlik derecelerinin çıkarılmasıyla (17122=1217 - 1 - 2 - 2 = 12) veya Nab=186=12N - ab = 18 - 6 = 12 formülüyle bulunur.
2
Hata Kareler Ortalamasını (KOHataKO_{Hata}) hesaplayın.
KOHata=4KO_{Hata} = 4
KOHata=KTHata/sdHata=48/12=4KO_{Hata} = KT_{Hata} / sd_{Hata} = 48 / 12 = 4 işlemini gerçekleştirerek hata varyansı tahmin edilir.
3
Etkileşim Kareler Ortalamasını (KOABKO_{AB}) hesaplayın.
KOAB=12KO_{AB} = 12
KOAB=KTAB/sdAB=24/2=12KO_{AB} = KT_{AB} / sd_{AB} = 24 / 2 = 12 işlemiyle etkileşime ait varyans tahmini bulunur.
4
Etkileşim etkisi için FF istatistiğini hesaplayın.
Fhesap=3,0F_{hesap} = 3,0
F=KOAB/KOHata=12/4=3,0F = KO_{AB} / KO_{Hata} = 12 / 4 = 3,0 oranı, etkileşim etkisinin anlamlılığını test eden istatistiksel değerdir.

Key Concept

İki yönlü faktöriyel varyans analizinde etkileşim etkisi testi için hata terimi olarak hata kareler ortalaması (MSE) kullanılır.
Question 90Question

Sosyal Güvenlik Kurumu (SGK) çağrı merkezinde hizmet kalitesini artırmak amacıyla, farklı "Menü Tasarımları" (AA faktörü, 2 seviye) ve "Müşteri Temsilcisi Eğitim Modelleri"nin (BB faktörü, 3 seviye) ortalama sorun çözme süreleri (dakika) üzerindeki etkisini incelemek üzere rastgeleleştirilmiş tam faktöriyel deney tasarımı uygulanmıştır. Her bir tasarım-eğitim kombinasyonu için eşit sayıda (n=4n=4) çağrı rastgele seçilerek incelenmiştir.

Elde edilen verilere ilişkin kısmi Varyans Analizi (ANOVA) tablosu aşağıda verilmiştir:

Varyans KaynağıSerbestlik Derecesi (sd)Kareler Toplamı (KT)Kareler Ortalaması (KO)F
Menü Tasarımı (AA)1145,045,0
Eğitim Modeli (BB)2260,060,0
Etkileşim (A×BA \times B)120,0120,0
Hata90,090,0
Genel (Toplam)2323315,0315,0

Buna göre, menü tasarımı ve eğitim modelinin ortak (etkileşim) etkisinin istatistiksel olarak anlamlılığını test etmek için hesaplanması gereken FF istatistiğinin değeri aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 12,0012,00

Answer

Hesaplanması gereken F istatistiği değeri 12,00'dir.
Doğru yaklaşımda öncelikle eksik serbestlik dereceleri bulunur. Etkileşim serbestlik derecesi (sdABsd_{AB}), A ve B faktörlerinin serbestlik derecelerinin çarpımıdır (1×2=21 \times 2 = 2). Hata serbestlik derecesi ise Toplam serbestlik derecesinden (2323) tüm bilinen etkilerin serbestlik dereceleri çıkarılarak (23122=1823 - 1 - 2 - 2 = 18) hesaplanır. Etkileşim Kareler Ortalaması (120,0/2=60,0120,0 / 2 = 60,0) bulunup, Hata Kareler Ortalamasına (90,0/18=5,090,0 / 18 = 5,0) bölündüğünde test istatistiği 60,0/5,0=12,0060,0 / 5,0 = 12,00 olarak elde edilir.

Step-by-Step Solution

1
Etkileşim ve Hata kaynaklarına ait serbestlik derecelerini hesapla.
Etkileşim serbestlik derecesi: sdAB=1×2=2sd_{AB} = 1 \times 2 = 2. Hata serbestlik derecesi: sdHata=23(1+2+2)=18sd_{Hata} = 23 - (1 + 2 + 2) = 18.
Kareler Ortalaması (KO) değerlerini bulabilmek için ilgili varyans kaynaklarının serbestlik derecelerinin (sd) bilinmesi gerekir.
2
Etkileşim ve Hata Kareler Ortalamalarını (KO) hesapla.
KOAB=120,02=60,0KO_{AB} = \frac{120,0}{2} = 60,0 ve KOHata=90,018=5,0KO_{Hata} = \frac{90,0}{18} = 5,0 bulunur.
Varyans analizinde test istatistiği, varyansların (Kareler Ortalamalarının) birbirine oranlanması ile elde edilir. Her KO, ilgili KT'nin sd'ye bölünmesiyle bulunur.
3
Etkileşim etkisine ait F istatistiğini hesapla.
FAB=KOABKOHata=60,05,0=12,00F_{AB} = \frac{KO_{AB}}{KO_{Hata}} = \frac{60,0}{5,0} = 12,00 elde edilir.
Faktöriyel tasarımlarda etkileşimin anlamlılığını test etmek için Etkileşim Kareler Ortalaması, Hata Kareler Ortalamasına bölünür.

Key Concept

Faktöriyel Tasarımlarda Etkileşim Etkisi ve Varyans Analizi (ANOVA)
Estimated Time:1m 30s
Question 91Question

Bir lojistik firması, iki farklı yakıt katkı maddesinin (AA faktörü) ve üç farklı araç motor tipinin (BB faktörü) yakıt tasarrufu üzerindeki etkisini incelemektedir. Her bir faktör kombinasyonu için 55 araç üzerinde yapılan ölçümlerle gerçekleştirilen iki yönlü varyans analizi (ANOVA) tablosunun bir kısmı aşağıda sunulmuştur:

Varyans KaynağıKareler Toplamı (KT)Serbestlik Derecesi (SD)Kareler Ortalaması (KO)F
Yakıt Katkısı (A)4040--------
Motor Tipi (B)100100--------
Etkileşim (AxB)120120------?
Hata240240------
Genel------

Bu verilere göre, etkileşim (AxB) etkisinin anlamlılığını test etmek amacıyla hesaplanması gereken F-istatistiği değeri kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 6,00

Answer

İki yönlü varyans analizinde etkileşim etkisi için hesaplanan F-istatistiği değeri 6,00'dır.
Doğru cevap olan 6,00 değeri; etkileşim serbestlik derecesinin SDAB=(21)×(31)=2SD_{AB} = (2-1) \times (3-1) = 2 ve hata serbestlik derecesinin SDHata=2×3×(51)=24SD_{Hata} = 2 \times 3 \times (5-1) = 24 olarak bulunmasının ardından, KOAB=120/2=60KO_{AB} = 120/2 = 60 ve KOHata=240/24=10KO_{Hata} = 240/24 = 10 değerlerinin oranlanmasıyla (60/1060/10) elde edilmiştir.

Step-by-Step Solution

1
Serbestlik derecelerini hesapla.
SDA=21=1SD_A = 2-1 = 1; SDB=31=2SD_B = 3-1 = 2; SDAB=(21)(31)=2SD_{AB} = (2-1)(3-1) = 2; SDHata=2×3×(51)=24SD_{Hata} = 2 \times 3 \times (5-1) = 24.
Varyans analizi tablosundaki kareler ortalamalarını bulmak için öncelikle ilgili serbestlik derecelerinin belirlenmesi gerekir.
2
Etkileşim ve hata için kareler ortalamalarını (KO) hesapla.
KOAB=120/2=60KO_{AB} = 120 / 2 = 60; KOHata=240/24=10KO_{Hata} = 240 / 24 = 10.
F-istatistiği, etkileşim kareler ortalamasının hata kareler ortalamasına bölünmesiyle elde edilir.
3
F-istatistiği değerini belirle.
FAB=60/10=6,00F_{AB} = 60 / 10 = 6,00.
Hesaplanan bu değer, tablo değerleri ile karşılaştırılarak etkileşim etkisinin istatistiksel olarak anlamlı olup olmadığına karar verilir.

Key Concept

İki Yönlü ANOVA'da Etkileşim Etkisi Testi

Practice More

Etkileşim etkisinin anlamlı çıkması durumunda, ana etkilerin doğrudan yorumlanamayacağını ve hücre ortalamalarının grafiksel analizinin önemini gözden geçirebilirsiniz.
Estimated Time:1m 30s
Question 92Question

Aydınlatma koşullarının odaklanma üzerindeki etkisini araştıran bir endüstri psikoloğu, 44 farklı ofis aydınlatma tipini (doğal, sıcak, soğuk, karma) test etmek üzere toplam 3232 gönüllü çalışanın katıldığı bir deney yürütmüştür. Elde edilen verilerle yapılan Tek Yönlü Varyans Analizi (ANOVA) sonucunda, aydınlatma tipleri arasındaki farkı yansıtan Gruplar Arası Kareler Toplamı 135135 ve Genel Kareler Toplamı 555555 olarak hesaplanmıştır. Analiz varsayımlarının (normallik ve varyansların homojenliği) sağlandığı bilinmektedir.

Buna göre, hesaplanan FF test istatistiğinin değeri ve karar aşamasında kullanılacak kritik FF tablo değerinin serbestlik dereceleri ((sd1,sd2)(sd_1, sd_2)) sırasıyla aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: F=3,00F = 3,00 ; (3,28)(3, 28)

Answer

F=3,00F = 3,00 ; (3,28)(3, 28) değerlerini içeren seçenektir.
Doğru seçenekte Tek Yönlü ANOVA'nın temel kuralı olan varyans ayrıştırması hatasız uygulanmıştır. Gruplar Arası serbestlik derecesi k1=41=3k-1 = 4-1 = 3, Gruplar İçi (Hata) serbestlik derecesi ise nk=324=28n-k = 32-4 = 28'dir. Hata Kareler Toplamı 555135=420555 - 135 = 420 olarak bulunduktan sonra, Gruplar Arası Kareler Ortalaması (135/3=45135/3=45) ve Hata Kareler Ortalaması (420/28=15420/28=15) elde edilir. Bu iki ortalamanın birbirine oranı 45/15=3,0045/15 = 3,00'dır. Kritik tablo değeri için pay ve payda serbestlik dereceleri de sırasıyla (3,28)(3, 28) olmalıdır.

Step-by-Step Solution

1
Serbestlik derecelerini (sd) hesaplayın.
Gruplar Arası sd1=k1=41=3sd_1 = k - 1 = 4 - 1 = 3. Genel sd=n1=321=31sd = n - 1 = 32 - 1 = 31. Gruplar İçi (Hata) sd2=nk=324=28sd_2 = n - k = 32 - 4 = 28.
Varyans analizinde Kareler Ortalamalarını bulmak için Kareler Toplamları ilgili serbestlik derecelerine bölünmelidir.
2
Eksik olan Gruplar İçi (Hata) Kareler Toplamını (KTHataKT_{Hata}) bulun.
KTGenel=KTGruplarArası+KTHataKT_{Genel} = KT_{Gruplar Arası} + KT_{Hata} formülünden; 555=135+KTHata    KTHata=555135=420555 = 135 + KT_{Hata} \implies KT_{Hata} = 555 - 135 = 420.
F istatistiğinin paydasını oluşturan Hata Kareler Ortalamasını bulmak için bu değere ihtiyaç vardır.
3
Kareler Ortalamalarını (KOKO) hesaplayın.
Gruplar Arası KO=135/3=45KO = 135 / 3 = 45. Gruplar İçi (Hata) KO=420/28=15KO = 420 / 28 = 15.
Varyansların (Kareler Ortalamalarının) oranlanması F testinin temelini oluşturur.
4
F test istatistiğini hesaplayın ve serbestlik dereceleri ile ifade edin.
F=45/15=3,00F = 45 / 15 = 3,00. Tablo için serbestlik dereceleri (sd1,sd2)=(3,28)(sd_1, sd_2) = (3, 28) olarak elde edilir.
Hesaplanan F değeri, teorik F dağılımındaki sd1sd_1 (pay) ve sd2sd_2 (payda) serbestlik derecelerine sahip kritik değerle karşılaştırılarak karar verilir.

Key Concept

Tek Yönlü Varyans Analizinde (ANOVA) F İstatistiği ve Serbestlik Derecesi Hesaplamaları
Estimated Time:1m 30s
Question 93Question

Bir eğitim araştırmacısı, 4 farklı öğretim yönteminin (Y1,Y2,Y3,Y4Y_1, Y_2, Y_3, Y_4) öğrencilerin problem çözme becerileri üzerindeki etkisini araştırmak amacıyla tamamen rastgele bir deney tasarımı uygulamıştır. Deney sürecinde öğrencilerin devamsızlık durumları nedeniyle gruplardaki gözlem sayıları birbirinden farklı gerçekleşmiştir (n1=12,n2=9,n3=10,n4=11n_1=12, n_2=9, n_3=10, n_4=11).

Veriler üzerinden yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda test istatistiği F=6.75F = 6.75 ve p-deg˘eri=0.001p\text{-değeri} = 0.001 olarak bulunmuştur (α=0.05\alpha = 0.05). Araştırmacı, test sonucuna dayanarak yöntemler arasında anlamlı bir fark olduğu kararına varmıştır. Bu aşamadan sonra araştırmacı, sadece basit ikili ortalama farklarını değil, aynı zamanda yöntemlerin ikili veya üçlü kombinasyonlarını da (örneğin, 1. ve 2. yöntemin ortalamasının 3. yöntemle karşılaştırılması gibi karmaşık kontrastları) test etmek istemektedir. Ayrıca, yapılacak çok sayıda karşılaştırmada deney boyu (aile boyu) Tip I hata oranının enflasyonunu en muhafazakâr (katı) şekilde kontrol altında tutmayı hedeflemektedir.

Buna göre, araştırmacının belirlediği hedefler ve kısıtlar dikkate alındığında kullanması gereken en uygun çoklu karşılaştırma (post-hoc) testi aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: Scheffé Testi

Answer

Verilen kısıtlar altında en uygun yöntem Scheffé Testidir.
ANOVA sonucunda H0H_0 hipotezinin reddedilmesinin ardından kullanılan çoklu karşılaştırma testleri arasında; eşit olmayan örneklem hacimlerinde sorunsuz çalışan, sadece basit ikili karşılaştırmalarla sınırlı kalmayıp tüm olası karmaşık zıtlıkların (kontrastların) test edilmesine izin veren ve deney boyu Tip I hata oranını en muhafazakâr (katı) şekilde kontrol eden istatistiksel test Scheffé Testidir.

Step-by-Step Solution

1
ANOVA tablosunun genel sonuçlarını ve p-değerini değerlendiriniz.
p-deg˘eri=0.001<0.05p\text{-değeri} = 0.001 < 0.05 olduğundan H0H_0 reddedilir.
Varyans analizinde genel bir farklılık bulunmadan (anlamlı bir F istatistiği elde edilmeden) post-hoc testlerine geçilmez.
2
Örneklem büyüklüklerine (n) ait kısıtları analiz ediniz.
Gözlem sayıları eşit değildir (n1=12,n2=9,n3=10,n4=11n_1=12, n_2=9, n_3=10, n_4=11).
Bazı testler (örneğin klasik Tukey HSD) kesin olarak eşit örneklem büyüklüğü varsayımına dayanırken, diğerleri (Scheffé, LSD) farklı örneklem büyüklüklerinde de uygulanabilir.
3
Araştırmacının karşılaştırma hedeflerini (ikili mi karmaşık mı?) belirleyiniz.
Sadece ikili değil, grupların ortalamalarının birlikte değerlendirildiği 'karmaşık kontrastlar' da incelenecektir.
LSD, Tukey, Duncan ve Student-Newman-Keuls testleri temel olarak basit ikili karşılaştırmalar (pairwise comparisons) için geliştirilmiştir. Tüm olası lineer kombinasyonları incelemek için Scheffé testi gereklidir.
4
Hata türü kontrol düzeyini belirleyiniz.
Araştırmacı, deney boyu Tip I hata (yanlış pozitif) oranının enflasyonunu en katı şekilde kontrol etmek istemektedir.
Post-hoc testleri arasında Tip I hata kontrolünde en muhafazakâr (katı) olan yöntem Scheffé testidir.

Key Concept

ANOVA sonrası karmaşık kontrast testleri, eşit olmayan örneklem hacmi varsayımı ve post-hoc yöntemlerin Tip I hatayı kontrol güçleri
Question 94Question

Bir ziraat mühendisi, nn farklı buğday tohumu çeşidinin (muamele) hektar başına verimi üzerindeki etkisini incelemektedir. Arazideki verimin, hem kuzey-güney hem de doğu-batı yönündeki toprak nemi ve mineral farklılıklarından (iki yönlü gradyan) etkilendiği bilinmektedir. Bu iki dışsal değişkenlik kaynağını eşzamanlı olarak kontrol altına almak isteyen araştırmacı, satır ve sütun sayısının muamele sayısına eşit olduğu (n×nn \times n) bir Latin Karesi deney tasarımı kurmuştur.

Bu deney tasarımına ait istatistiksel model Yijk=μ+ρi+γj+τk+ϵijkY_{ijk} = \mu + \rho_i + \gamma_j + \tau_k + \epsilon_{ijk} şeklinde tanımlanmıştır.

Buna göre, tohum çeşitleri arasındaki farklılığın istatistiksel olarak anlamlı olup olmadığını test etmek amacıyla kullanılacak FF test istatistiğinin pay (muamele) ve payda (hata) serbestlik dereceleri sırasıyla aşağıdakilerden hangisinde doğru verilmiştir?

Show answer & explanation

Answer: n1n-1 ve (n1)(n2)(n-1)(n-2)

Answer

FF test istatistiğinin pay serbestlik derecesi n1n-1, payda (hata) serbestlik derecesi ise (n1)(n2)(n-1)(n-2) şeklindedir.
Latin Karesi deney tasarımında toplam gözlem sayısı n2n^2 olup genel serbestlik derecesi n21n^2-1'dir. Modelde muamele, satır ve sütun etkileri için ayrılan serbestlik dereceleri sırasıyla n1n-1, n1n-1 ve n1n-1'dir. Hata serbestlik derecesi, toplam serbestlik derecesinden bu üç etkinin çıkarılmasıyla bulunur: (n21)3(n1)=n23n+2=(n1)(n2)(n^2-1) - 3(n-1) = n^2 - 3n + 2 = (n-1)(n-2). Varyans analizinde muamele etkisini test etmek için kullanılan F istatistiği, muamele ortalama karesinin hata ortalama karesine oranlanmasıyla elde edilir. Bu nedenle payın serbestlik derecesi muameleye ait olan n1n-1, paydanın serbestlik derecesi ise hataya ait olan (n1)(n2)(n-1)(n-2)'dir.

Step-by-Step Solution

1
Araştırma tasarımına göre kontrol edilen faktörlerin ve muamele sayısının belirlenmesi.
Muamele sayısı nn, satır bloğu sayısı nn ve sütun bloğu sayısı nn olan bir Latin Karesi tasarımı tanımlanmıştır.
İki yönlü heterojenliği kontrol etmek için n×nn \times n yapısının ve varyans kaynaklarının tespit edilmesi gerekir.
2
Varyans analizi tablosundaki temel etkilerin serbestlik derecelerinin hesaplanması.
Genel serbestlik derecesi n21n^2-1; satır, sütun ve muamele serbestlik dereceleri ayrı ayrı n1n-1'dir.
Hata serbestlik derecesini türetebilmek için toplam ve bilinen temel etki serbestlik derecelerinin belirlenmesi şarttır.
3
Hata kareler toplamı serbestlik derecesinin (payda) cebirsel olarak bulunması.
Hata SD = (n21)[(n1)+(n1)+(n1)]=n213n+3=n23n+2=(n1)(n2)(n^2-1) - [(n-1) + (n-1) + (n-1)] = n^2-1 - 3n + 3 = n^2-3n+2 = (n-1)(n-2) olarak hesaplanır.
F testinde payda, açıklanamayan varyansı (hata) temsil eder.
4
Test edilecek etkinin (muamele) serbestlik derecesinin (pay) belirlenmesi.
Muamele etkisini test eden F istatistiğinin pay serbestlik derecesi n1n-1'dir. Sonuç sırasıyla n1n-1 ve (n1)(n2)(n-1)(n-2)'dir.
F istatistiği, test edilen etkinin ortalama karesinin hata ortalama karesine oranıdır.

Key Concept

Latin Karesi tasarımında serbestlik derecelerinin türetilmesi ve hipotez testlerinde doğru F oranının kurulması
Estimated Time:1m 0s
Question 95Question

Bir imalat işletmesinde, 44 farklı kesici takımın (işlem) parçaların yüzey pürüzlülüğü üzerindeki etkisi incelenmektedir. Operatörler arasındaki deneyim farklarını kontrol altına almak amacıyla 55 farklı operatör blok faktörü olarak belirlenmiştir. Rastgele Bloklar Deney Tasarımı (RBDT) sonucunda elde edilen kısmi ANOVA tablosu aşağıda verilmiştir:

Varyans KaynağıSerbestlik Derecesi (sdsd)Kareler Toplamı (KTKT)Kareler Ortalaması (KOKO)FF-Hesap
Kesici Takımlar (İşlem)33180180?FI˙s¸lemF_{\text{İşlem}}
Operatörler (Blok)441001002525
Hata?144144?
Genel1919424424

Yukarıdaki verilere göre, kesici takımların (işlemlerin) pürüzlülük üzerindeki etkisi için hesaplanan FF-istatistiği (FI˙s¸lemF_{\text{İşlem}}) değeri aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 5,0

Answer

Kesici takımların etkisi için hesaplanan F-istatistiği değeri 5,0'dır.
Varyans analizi tablosuna göre işlemler için serbestlik derecesi 33, hata için ise 1212 olarak belirlenmiştir. İşlemler kareler ortalaması (180/3=60180/3=60) ve hata kareler ortalaması (144/12=12144/12=12) değerlerinin birbirine oranı olan 5,05,0 değeri, işlemlerin etkisi için doğru F-istatistiğidir.

Step-by-Step Solution

1
Hata terimi için serbestlik derecesini (sdHatasd_{\text{Hata}}) hesaplayın.
sdHata=(k1)(b1)=(41)(51)=3×4=12sd_{\text{Hata}} = (k-1)(b-1) = (4-1)(5-1) = 3 \times 4 = 12 veya sdGenelsdI˙s¸lemsdBlok=1934=12sd_{\text{Genel}} - sd_{\text{İşlem}} - sd_{\text{Blok}} = 19 - 3 - 4 = 12.
Rastgele Bloklar Deney Tasarımı'nda hata serbestlik derecesi, işlem ve blok serbestlik derecelerinin çarpımıdır.
2
İşlemler (Kesici Takımlar) için Kareler Ortalamasını (KOI˙s¸lemKO_{\text{İşlem}}) hesaplayın.
KOI˙s¸lem=KTI˙s¸lem/sdI˙s¸lem=180/3=60KO_{\text{İşlem}} = KT_{\text{İşlem}} / sd_{\text{İşlem}} = 180 / 3 = 60.
Kareler ortalaması, kareler toplamının ilgili serbestlik derecesine bölünmesiyle bulunur.
3
Hata için Kareler Ortalamasını (KOHataKO_{\text{Hata}}) hesaplayın.
KOHata=KTHata/sdHata=144/12=12KO_{\text{Hata}} = KT_{\text{Hata}} / sd_{\text{Hata}} = 144 / 12 = 12.
Hata varyansının tahmini için hata kareler toplamı hata serbestlik derecesine bölünür.
4
İşlemler için F-istatistiğini (FI˙s¸lemF_{\text{İşlem}}) hesaplayın.
FI˙s¸lem=KOI˙s¸lem/KOHata=60/12=5,0F_{\text{İşlem}} = KO_{\text{İşlem}} / KO_{\text{Hata}} = 60 / 12 = 5,0.
F-istatistiği, işlem kareler ortalamasının hata kareler ortalamasına oranıdır.

Key Concept

Rastgele Bloklar Deney Tasarımı'nda (RBDT), toplam varyans; işlem, blok ve hata bileşenlerine ayrıştırılır. Hata teriminin serbestlik derecesinin doğru belirlenmesi, hipotez testinin güvenilirliği için kritiktir.

Practice More

Bloklama etkisinin başarısını ölçmek için kullanılan 'Rastgele Bloklar Tasarımının Tam Rastgele Tasarıma Göre Göreli Etkinliği' konusunu inceleyebilirsiniz.

Alternative Method

Genel kareler toplamından işlemler ve bloklar kareler toplamı çıkarıldığında hata kareler toplamına ulaşılabileceği gibi, genel serbestlik derecesinden işlem ve blok serbestlik dereceleri çıkarılarak da hata serbestlik derecesine ulaşılabilir. Bu çapraz kontrol, hesaplama hatalarını önlemek için kullanılabilir.
Estimated Time:1m 30s
Question 96Question

Bir kamu kurumunda uygulanan üç farklı çalışma modelinin (Esnek, Hibrit, Ofis) çalışan verimliliği üzerindeki etkisini belirlemek amacıyla bir araştırma planlanmıştır. "Haftalık İş Çıktısı" bağımlı değişken (YY) olarak seçilmiş; ancak çalışanların "Geçmiş İş Deneyimi (Yıl)" değişkeninin sonuçlar üzerindeki etkisini kontrol altına almak için bu değişken modele ortak değişken (kovaryant) olarak dahil edilmiştir. Toplam 52 çalışanın yer aldığı bu araştırmada tek yönlü Kovaryans Analizi (ANCOVA) kullanılmasına karar verilmiştir.

Buna göre, analiz sonucunda elde edilecek varyans analizi tablosunda hata (hata terimi) kaynağına ait serbestlik derecesi aşağıdakilerden hangisidir?

Show answer & explanation

Answer: 48

Answer

Hata terimine ait serbestlik derecesi 48'dir.
ANCOVA'da hata serbestlik derecesi hesaplanırken, toplam gözlem sayısından (NN) hem grup sayısı (kk) hem de modeldeki ortak değişken sayısı (bu soru için 1) çıkarılır. 5231=4852 - 3 - 1 = 48 işlemi doğru sonucu verir.

Step-by-Step Solution

1
Verilen değerleri belirleme
N=52N = 52 (toplam katılımcı), k=3k = 3 (grup sayısı: Esnek, Hibrit, Ofis), c=1c = 1 (ortak değişken sayısı: İş Deneyimi)
Hesaplama için temel parametrelerin tespiti gerekir.
2
ANCOVA hata serbestlik derecesi formülünü uygulama
sdhata=Nkcsd_{hata} = N - k - c veya sdhata=Nk1sd_{hata} = N - k - 1
Kovaryans analizinde her bir ortak değişken için hata serbestlik derecesinden bir birim düşülür.
3
Hesaplamayı tamamlama
5231=4852 - 3 - 1 = 48
Sayısal değerlerin formüle yerleştirilmesiyle sonuca ulaşılır.

Key Concept

Kovaryans Analizinde (ANCOVA) Serbestlik Derecesi
Estimated Time:1m 30s
Question 97Question

Bir tıbbi araştırmada, piyasada yaygın olarak kullanılan üç farklı antibiyotik markasının (XX, YY ve ZZ) bakteriler üzerindeki durdurucu etkisi karşılaştırılmaktadır. Araştırmacı, sadece bu üç markayı analiz kapsamına almış ve sonuçları genel bir antibiyotik kitlesine genellemek yerine yalnızca bu üç markaya yönelik yorumlamayı hedeflemiştir. Deney öncesinde yapılan ön testlerde hataların normal dağıldığı (p>0,05p > 0,05) ve gözlemlerin bağımsız olduğu belirlenmiştir.

Bu araştırmada kullanılan varyans analizi (ANOVA) modeli ve varsayımları ile ilgili aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Show answer & explanation

Answer: Bu çalışma bir 'Sabit Etkiler Modeli' (Model I) örneğidir ve temel yokluk hipotezi grupların ortalamalarının birbirine eşit olduğu (H0:μ1=μ2=μ3H_0: \mu_1 = \mu_2 = \mu_3) şeklinde kurulur.

Answer

Bu çalışma bir Sabit Etkiler Modeli örneğidir ve temel yokluk hipotezi grupların ortalamalarının birbirine eşit olduğu şeklinde kurulur.
Araştırmacı ilgilendiği tüm düzeyleri (3 ilaç markası) çalışmaya dahil ettiği ve sonuçları sadece bu düzeyler için yorumlayacağı için bu bir 'Sabit Etkiler Modeli'dir. Bu modelde yokluk hipotezi, düzey ortalamalarının eşitliği (H0:μ1=μ2=μ3H_0: \mu_1 = \mu_2 = \mu_3) üzerine kurulur. Verilen metinde normallik ve bağımsızlık varsayımlarının sağlandığı da belirtilmiştir.

Step-by-Step Solution

1
Model Türünü Belirleme
Sabit Etkiler Modeli (Model I)
Araştırmacı faktör düzeylerini (ilaç markalarını) rastgele seçmemiş, sadece belirli 3 marka üzerine odaklanmıştır. Bu durum sabit etkiler modelini tanımlar.
2
Hipotez Kurma
H0:μ1=μ2=μ3H_0: \mu_1 = \mu_2 = \mu_3 ve H1:En az bir μi farklıdır.H_1: \text{En az bir } \mu_i \text{ farklıdır.}
Sabit etkiler modelinde temel amaç grup ortalamaları arasında anlamlı bir fark olup olmadığını belirlemektir.
3
Varsayımları Değerlendirme
Normallik, Bağımsızlık ve Homojenlik
ANOVA'nın geçerli sonuçlar vermesi için hataların bağımsız, normal dağılımlı (0,σ20, \sigma^2) ve varyanslarının homojen olması gerekir.

Key Concept

Sabit Etkiler Modeli (Fixed Effects Model)
Question 98Question

Bir araştırmacı, iki farklı gübre tipi (AA faktörü) ve üç farklı sulama miktarının (BB faktörü) mısır verimi üzerindeki etkisini incelemek amacıyla 2×32 \times 3 faktöriyel deney düzenlemiş ve her kombinasyon için 3 tekerrür (n=3n=3) yapmıştır. Araştırma sonucunda elde edilen kısmi varyans analizi (ANOVA) tablosu aşağıdadır:

Varyans KaynağıSerbestlik Derecesi (sdsd)Kareler Toplamı (KTKT)Kareler Ortalaması (KOKO)FF-İstatistiği
Gübre (AA)11201206,00
Sulama (BB)2180904,50
Etkileşim (A×BA \times B)?90??
Hata?240?
Genel17630

Buna göre, gübre ve sulama miktarı arasındaki etkileşim etkisine (A×BA \times B) ait hesaplanan FF-istatistiği değeri kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 2,25

Answer

Gübre ve sulama miktarı arasındaki etkileşim etkisine (A×BA \times B) ait hesaplanan FF-istatistiği değeri 2,25'tir.
Varyans analizi tablosunda etkileşim etkisinin anlamlılığını test etmek için kullanılan FF-istatistiği, etkileşim kareler ortalamasının (KOABKO_{AB}) hata kareler ortalamasına (KOHataKO_{Hata}) oranlanmasıyla hesaplanır. Verilen değerlere göre sdAB=(21)(31)=2sd_{AB} = (2-1)(3-1) = 2 ve sdHata=17(1+2+2)=12sd_{Hata} = 17 - (1+2+2) = 12 olarak bulunur. Buradan KOAB=90/2=45KO_{AB} = 90/2 = 45 ve KOHata=240/12=20KO_{Hata} = 240/12 = 20 elde edilir. Bu iki değerin oranı olan 45/20=2,2545/20 = 2,25, doğru FF-istatistiği değeridir.

Step-by-Step Solution

1
Etkileşim etkisinin serbestlik derecesini (sdABsd_{AB}) hesaplayın.
sdAB=(a1)(b1)=(21)(31)=1×2=2sd_{AB} = (a - 1)(b - 1) = (2 - 1)(3 - 1) = 1 \times 2 = 2.
Faktöriyel tasarımlarda iki faktörlü etkileşimin serbestlik derecesi, ana faktörlerin serbestlik derecelerinin çarpımına eşittir.
2
Hata teriminin serbestlik derecesini (sdHatasd_{Hata}) hesaplayın.
sdHata=N(sdA+sdB+sdAB+1)=186=12sd_{Hata} = N - (sd_A + sd_B + sd_{AB} + 1) = 18 - 6 = 12 veya sdHata=ab(n1)=2×3×(31)=12sd_{Hata} = ab(n - 1) = 2 \times 3 \times (3 - 1) = 12.
Hata serbestlik derecesi, toplam gözlem sayısından tüm model parametrelerinin (sabit terim dahil) çıkarılmasıyla bulunur.
3
Etkileşim etkisinin Kareler Ortalamasını (KOABKO_{AB}) hesaplayın.
KOAB=KTAB/sdAB=90/2=45KO_{AB} = KT_{AB} / sd_{AB} = 90 / 2 = 45.
Kareler ortalaması, kareler toplamının ilgili serbestlik derecesine bölünmesiyle elde edilir.
4
Hata Kareler Ortalamasını (KOHataKO_{Hata}) hesaplayın.
KOHata=KTHata/sdHata=240/12=20KO_{Hata} = KT_{Hata} / sd_{Hata} = 240 / 12 = 20.
FF-istatistiği hesaplanırken paydada yer alacak olan hata varyans tahminini bulmak gerekir.
5
Hesaplanan FF-değerini bulun.
Fhesap=KOAB/KOHata=45/20=2,25F_{hesap} = KO_{AB} / KO_{Hata} = 45 / 20 = 2,25.
Varyans analizinde bir etkinin anlamlılığı, o etkinin varyansının hata varyansına oranlanmasıyla test edilir.

Key Concept

Faktöriyel ANOVA Tablosu ve F-İstatistiği Hesaplama
Question 99Question

Bir büyükşehir belediyesi, yol yapımında kullanmak üzere geliştirdiği 44 farklı asfalt karışımının (işlem) dayanıklılığını test etmek istemektedir. İklim koşullarının dayanıklılık üzerindeki etkisini kontrol altına almak amacıyla, şehirdeki 55 farklı iklim bölgesi "blok" olarak belirlenmiş ve her bir asfalt karışımı bu 55 bölgede de test edilmiştir.

Yapılan varyans analizi sonucunda;
- Genel Kareler Toplamı: 450450
- Asfalt Karışımlarına (İşlem) ait Kareler Toplamı: 150150
- Bölgelere (Blok) ait Kareler Toplamı: 210210
olarak hesaplanmıştır.

Buna göre, sırasıyla asfalt karışımları (işlem) ve bölgeler (blok) arasındaki farklılığın anlamlılığını test etmek için hesaplanması gereken F-istatistiği (Fis¸lemF_{\text{işlem}} ve FblokF_{\text{blok}}) değerleri aşağıdakilerin hangisinde doğru verilmiştir?

Show answer & explanation

Answer: 6,676,67 ve 7,007,00

Answer

Asfalt karışımları için F değeri 6,676,67 ve bölgeler (bloklar) için F değeri 7,007,00'dır.
Doğru sonuca ulaşmak için eksik olan Hata Kareler Toplamı (GKT - İKT - BKT) ve hata serbestlik derecesi (k1)(b1)(k-1)(b-1) bulunmalıdır. Kareler ortalamaları hesaplandıktan sonra, hem işlem hem de blok kareler ortalamaları hata kareler ortalamasına bölünerek sırasıyla 6,676,67 ve 7,007,00 değerleri elde edilir.

Step-by-Step Solution

1
Serbestlik derecelerinin (sd) hesaplanması.
İşlem sd = k1=41=3k - 1 = 4 - 1 = 3
Blok sd = b1=51=4b - 1 = 5 - 1 = 4
Genel sd = N1=(4×5)1=19N - 1 = (4 \times 5) - 1 = 19
Hata sd = (k1)(b1)=3×4=12(k - 1)(b - 1) = 3 \times 4 = 12
Kareler ortalamalarını bulabilmek için ilgili varyans kaynaklarının serbestlik derecelerinin belirlenmesi gerekir.
2
Eksik olan Hata Kareler Toplamının (HKT) bulunması.
HKT=GKTI˙KTBKT=450150210=90\text{HKT} = \text{GKT} - \text{İKT} - \text{BKT} = 450 - 150 - 210 = 90
Varyans analizinde Genel Kareler Toplamı, kendisini oluşturan alt bileşenlerin (İşlem, Blok, Hata) toplamına eşittir.
3
Kareler Ortalamalarının (KO) hesaplanması.
KOis¸lem=1503=50\text{KO}_{\text{işlem}} = \frac{150}{3} = 50
KOblok=2104=52,5\text{KO}_{\text{blok}} = \frac{210}{4} = 52,5
KOhata=9012=7,5\text{KO}_{\text{hata}} = \frac{90}{12} = 7,5
F-istatistiği, ilgili etkinin kareler ortalamasının hata kareler ortalamasına bölünmesiyle elde edilir.
4
F-istatistiklerinin hesaplanması.
Fis¸lem=KOis¸lemKOhata=507,56,67F_{\text{işlem}} = \frac{\text{KO}_{\text{işlem}}}{\text{KO}_{\text{hata}}} = \frac{50}{7,5} \approx 6,67
Fblok=KOblokKOhata=52,57,5=7,00F_{\text{blok}} = \frac{\text{KO}_{\text{blok}}}{\text{KO}_{\text{hata}}} = \frac{52,5}{7,5} = 7,00
Asfalt karışımları (işlem) ve bölgeler (blok) arasındaki farklılıkların istatistiksel anlamlılığı bu oranlar ile test edilir.

Key Concept

Rastgele Bloklar Deney Tasarımında Varyans Analizi (ANOVA) Tablosu ve F-Testi
Question 100Question

Bir gıda fabrikasında 5 farklı paketleme yönteminin (muamele) verimlilik üzerindeki etkisini incelemek isteyen bir kalite kontrol mühendisi; makinelerden ve operatörlerden kaynaklanan değişkenliği kontrol altına almak amacıyla Latin Karesi Deney Tasarımı uygulamıştır.

Buna göre, bu deney için hazırlanan varyans analizi (ANOVA) tablosunda hata serbestlik derecesi (sdhatasd_{\text{hata}}) kaçtır?

Show answer & explanation

Answer: 12

Answer

Hata serbestlik derecesi 12 olarak hesaplanır.
Latin Karesi Deney Tasarımı'nda hata serbestlik derecesi (n1)(n2)(n-1)(n-2) formülü ile bulunur. Soruda 5 farklı yöntem kullanıldığı belirtildiği için n=5n=5 alınır. Formül uygulandığında (51)×(52)=4×3=12(5-1) \times (5-2) = 4 \times 3 = 12 sonucuna ulaşılır. Bu değer, deneydeki rastgele hata varyansının tahmin edilmesi için kullanılan bağımsız bilgi miktarını temsil eder.

Step-by-Step Solution

1
Deney tasarımındaki nn boyutunu belirleyin.
n=5n = 5 (5 farklı yöntem, 5 makine, 5 operatör).
Latin Karesi tasarımında satır, sütun ve muamele sayıları birbirine eşittir.
2
Latin Karesi Deney Tasarımı için hata serbestlik derecesi formülünü uygulayın.
sdhata=(n1)(n2)sd_{\text{hata}} = (n-1)(n-2)
Bu tasarımda hata terimi, toplam varyasyondan satır, sütun ve muamele etkileri çıkarıldıktan sonra kalan serbestlik derecesine sahiptir.
3
n=5n = 5 değerini formülde yerine koyarak hesaplamayı tamamlayın.
(51)×(52)=4×3=12(5-1) \times (5-2) = 4 \times 3 = 12
Matematiksel hesaplama sonucunda hata serbestlik derecesi 12 bulunur.

Key Concept

Latin Karesi Deney Tasarımı'nda serbestlik derecesi hesaplamaları.

Alternative Method

Toplam serbestlik derecesinden (n21n^2-1), satır (n1n-1), sütun (n1n-1) ve muamele (n1n-1) serbestlik derecelerini çıkararak da hata serbestlik derecesine ulaşabilirsiniz: 24(4+4+4)=1224 - (4 + 4 + 4) = 12.
Estimated Time:1m 30s
PreviousPage 5 / 11Next
Deney Tasarımı ve Varyans Analizi Practice Questions — KPSS İstatistik — Page 5 | Examkin