Çoklu Karşılaştırma (Post-Hoc) Testleri

82 soru

Soru 1Soru

Tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda sıfır hipotezini reddeden bir araştırmacı, kk sayıdaki grup ortalaması arasındaki farkları belirlemek amacıyla Duncan Çoklu Aralık Testi'ni (Duncan's Multiple Range Test) uygulamıştır. Veri setinde varyansların homojenliği varsayımının sağlandığı bilinmektedir.

Buna göre, araştırmacının uyguladığı testin teorik özellikleri, hata kontrol yapısı ve En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) hesaplaması dikkate alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi yanlıştır?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Test sürecinde karşılaştırılan ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) büyüdükçe, deneme bazında (experiment-wise) Tip I hata oranı sabit kalır ve bu durum Duncan testini Tukey HSD testine göre daha tutucu (muhafazakar) bir test yapar.

Cevap

Duncan testinde ortalamalar arasındaki adım sayısı büyüdükçe Tip I hata oranının sabit kaldığını ve testin Tukey HSD testinden daha tutucu olduğunu öne süren ifade yanlıştır.
Duncan Çoklu Aralık Testinde, karşılaştırılan ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça, anlamlılık düzeyi (Tip I hata yapma olasılığı) sabit kalmaz; aksine αp=1(1α)p1\alpha_p = 1 - (1-\alpha)^{p-1} formülü gereğince artış gösterir. Ayrıca Duncan testi, deneme bazında Tip I hata oranını kesin bir şekilde sabit tutan Tukey HSD testinden daha az tutucu (daha esnek) bir testtir. Bu nedenle Tip I hata oranının sabit kaldığını ve testin daha tutucu olduğunu belirten ifade hatalıdır.

Adım Adım Çözüm

1
Duncan Çoklu Aralık Testinin adım sayısına (pp) bağlı hata oranı değişimini analiz etmek.
Duncan testinde, pp adım sayısı arttıkça karşılaştırma bazında anlamlılık düzeyi αp=1(1α)p1\alpha_p = 1 - (1-\alpha)^{p-1} formülü ile güncellenir. Bu nedenle pp arttıkça Tip I hata yapma olasılığı sabit kalmaz, kademeli olarak artar.
Testin felsefesi, birbirinden uzak ortalamaların farklı çıkma ihtimalinin yüksek olmasını hesaba katarak, artan adımlarda esneklik sağlamaktır.
2
Duncan testini Tukey HSD ve Fisher LSD testleriyle hata kontrolü (tutuculuk) açısından kıyaslamak.
Tukey HSD testi, tüm karşılaştırmalarda deneme bazında (family-wise) Tip I hata oranını α\alpha'da sabit tutar ve en tutucu (fark bulması en zor) testtir. Fisher LSD ise düzeltme yapmaz ve en az tutucu testtir. Duncan testi bu ikisinin arasında yer alır.
Duncan'ın az tutucu olması, Tip I hatayı sabit tutamayıp adım sayısına göre artırmasının matematiksel bir sonucudur.

Anahtar Kavram

Duncan Çoklu Aralık Testinde Tip I Hata Kontrolü, Tutuculuk ve SSR Özellikleri
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 2Soru

Bir perakende zinciri, 44 farklı bölgede (Kuzey, Güney, Doğu, Batı) uygulanan yeni bir mağaza içi düzenlemenin günlük ortalama satışlar üzerindeki etkisini incelemek istemektedir. Her bölgeden rastgele seçilen 66'şar mağazada bu yeni düzenleme uygulanmış ve satış verileri toplanmıştır. Yapılan tek yönlü varyans analizi sonucunda, genel F-testi istatistiksel olarak anlamlı bulunmuş ve bölgeler arası farkların sıfıra eşit olduğunu savunan yokluk hipotezi (H0H_0) reddedilmiştir (p<0,05p < 0,05).

Analiz sonucunda Hata Kareler Ortalaması (HKOHKO veya MSEMSE) 1212 olarak hesaplanmıştır. Araştırmacı, hangi bölgelerin birbirinden farklı olduğunu belirlemek için Fisher'ın En Küçük Anlamlı Fark (LSD) testini uygulamaya karar vermiştir.

Buna göre, %5\%5 anlamlılık düzeyinde (α=0,05\alpha = 0,05) iki bölge ortalaması arasındaki farkı karşılaştırmak için kullanılacak LSD kritik değeri aşağıdakilerden hangisidir?

(Not: Test istatistiği için tt-tablo değerleri: t(0,025;20)=2,086t_{(0,025; 20)} = 2,086, t(0,025;23)=2,069t_{(0,025; 23)} = 2,069, t(0,025;3)=3,182t_{(0,025; 3)} = 3,182, t(0,05;20)=1,725t_{(0,05; 20)} = 1,725)

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: 4,174,17

Cevap

4,174,17 seçeneği doğrudur.
Fisher'ın Korumalı LSD testinin uygulanabilmesi için ANOVA sonucunda genel F-testinin anlamlı olması (H0'ın reddedilmesi) şarttır. Bu şart sağlandıktan sonra, LSD değeri t(α/2;dfHata)×2×MSEnt_{(\alpha/2; df_{Hata})} \times \sqrt{\frac{2 \times MSE}{n}} formülü ile hesaplanır. Hata serbestlik derecesi (dfHata=244=20df_{Hata} = 24 - 4 = 20) kullanılarak t(0,025;20)=2,086t_{(0,025; 20)} = 2,086 elde edilir. Formül yerine konulduğunda 2,086×2×12/6=2,086×2=4,1724,172,086 \times \sqrt{2 \times 12 / 6} = 2,086 \times 2 = 4,172 \approx 4,17 bulunur.

Adım Adım Çözüm

1
Serbestlik derecelerini hesapla.
Grup sd = 4 - 1 = 3, Toplam gözlem N = 4 * 6 = 24, Hata sd = 24 - 4 = 20.
t-tablosundan doğru kritik değeri okuyabilmek için hata serbestlik derecesine ihtiyaç vardır.
2
Uygun t-tablo değerini belirle.
Çift yönlü %5 anlamlılık düzeyi için t(0,025; 20) = 2,086 kullanılır.
LSD testinde ortalamalar arası farklar iki yönlü arandığından alfa değeri ikiye bölünür.
3
İki ortalama farkına ait standart hatayı hesapla.
SE = \sqrt{(2 * MSE / n)} = \sqrt{(2 * 12 / 6)} = \sqrt{4} = 2.
Eşit örneklem büyüklüklerinde iki grubun farkının standart hatası bu formülle bulunur.
4
LSD kritik değerini hesapla.
LSD = t * SE = 2,086 * 2 = 4,172 \approx 4,17.
Anlamlı bir fark olup olmadığını belirleyecek minimum sınır LSD değeri ile belirlenir.

Anahtar Kavram

Fisher'ın Korumalı LSD Testi Kritik Değer Hesabı
Soru 3Soru

Bir endüstri mühendisi, bir fabrikadaki 6 farklı montaj hattının günlük üretim hızlarını (adet/saat) değerlendirmek üzere veri toplamış ve varyans analizi (ANOVA) uygulayarak hatlar arasında istatistiksel olarak anlamlı farklılıklar olduğunu saptamıştır. Mühendis, spesifik olarak hangi montaj hatlarının birbirinden farklı performans gösterdiğini belirlemek için Duncan Çoklu Aralık Testi'ni kullanacaktır.

Bu analitik süreçte Duncan testinin teorik ve uygulamalı özellikleri göz önüne alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Sıralanmış grup ortalamaları karşılaştırılırken, aralarındaki adım sayısı (pp) arttıkça hesaplanan En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) kritik değeri büyür; ancak bu durum, testin deney başına I. Tip Hata oranının Tukey HSD testine göre daha yüksek olmasına yol açar.

Cevap

Doğru ifade, ortalamalar arasındaki adım sayısı (p) arttıkça SSR kritik değerinin büyümesi ve bu yapının testin deney başına I. Tip Hata oranını Tukey testine kıyasla artırmasıdır.
Duncan Çoklu Aralık Testinde, karşılaştırılan ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça, tablodan okunan değer büyür ve böylece En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) eşiği yükselir. Test, karşılaştırma bazında gücü yüksek tutacak şekilde tasarlandığından, deney bazında (experiment-wise) I. Tip Hata oranını Tukey HSD testi gibi sıkı bir şekilde α\alpha'da kontrol etmez. Bu durum Duncan testinin daha liberal (fark bulmaya yatkın) olmasını sağlarken I. Tip Hata yapma ihtimalini artırır.

Adım Adım Çözüm

1
Duncan testinin hesaplama mekanizmasının (SSR) değerlendirilmesi
Duncan testinde ortalamalar sıralandıktan sonra, karşılaştırılan iki ortalama arasındaki adım sayısı (pp) büyüdükçe tablodan okunan kritik değer ve dolayısıyla hesaplanan En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değeri artar.
Birbirine uzak olan ortalamaların şans eseri farklı çıkma ihtimali daha yüksek olduğundan, test aralarındaki mesafeye göre daha büyük bir eşik değeri kullanır.
2
Testin Tukey HSD ile I. Tip Hata bağlamında karşılaştırılması
Duncan testi, her pp değeri için farklı bir anlamlılık düzeyi αp=1(1α)p1\alpha_p = 1 - (1 - \alpha)^{p-1} kullandığından, deney bazında I. Tip Hata oranını (experiment-wise error rate) sabit bir α\alpha değerinde kontrol edemez.
Tukey testi tek bir muhafazakar eşik değeri kullanarak deney başına hatayı kesin kontrol ederken; Duncan daha liberal davranır, bu da gücünü artırırken I. Tip Hata riskini yükseltir.
3
Seçeneklerde sunulan diğer istatistiksel koşulların analizi
Heterojen varyansta kullanılamayacağı, kontrol grubu için Dunnett'in gerektiği, FF testi anlamsızken uygulanamayacağı ve tablo serbestlik derecesinin hata (N-k) üzerinden okunduğu belirlenir.
Yanlış seçenekleri hata taksonomisine uygun olarak tespit edip elemek içindir.

Anahtar Kavram

Duncan Testinin SSR Hesaplaması ve I. Tip Hata Oranı Üzerindeki Etkisi
Soru 4Soru

Bir araştırmacı, 5 farklı eğitim yönteminin öğrenci başarısı üzerindeki etkilerini tam şansa bağlı tasarımla incelemiş ve varyans analizi (ANOVA) sonucunda gruplar arası farklılığı α=0.05\alpha=0.05 düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı bulmuştur (p<0.05p < 0.05). Farklılıkların kaynağını belirlemek amacıyla, grup ortalamalarını büyükten küçüğe sıralayarak hem Tukey HSD hem de Duncan Çoklu Aralık testlerini uygulamıştır.

Analiz sonuçları incelendiğinde; sıralamada birbirine bitişik olan (p=2p=2) iki yöntem arasındaki fark her iki testte de anlamsız bulunmuştur. Ancak sıralamada aralarında 3 basamak mesafe bulunan (en büyük 1. ile en küçük 4. ortalama, p=4p=4) iki yöntem arasındaki fark, Duncan testinde istatistiksel olarak anlamlı bulunmasına rağmen Tukey HSD testinde anlamsız bulunmuştur.

Duncan Çoklu Aralık Testi'nin adım sayısı (pp) parametresine dayalı teorik yapısı ve deney başına Tip I hata (experiment-wise error rate) kontrol mekanizması dikkate alındığında, bu tutarsızlığın temel istatistiksel nedeni aşağıdakilerden hangisidir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Duncan testinde sıralı ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça, o karşılaştırmaya özgü anlamlılık düzeyi αp=1(1α)p1\alpha_p = 1 - (1-\alpha)^{p-1} formülü uyarınca artar; bu teorik özellik, Duncan'ın En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) kritik değerlerinin Tukey'in sabit aralık değerine göre daha yavaş büyümesini sağlayarak testin gücünü artırır.

Cevap

Duncan testinde sıralı ortalamalar arasındaki açıklık (p) arttıkça karşılaştırmaya özgü anlamlılık düzeyinin artması ve bunun testin gücünü yükseltmesidir.
Duncan Çoklu Aralık testinde, karşılaştırılan ortalamalar sıralandığında aralarındaki mesafe (adım sayısı, pp) arttıkça, o ikili karşılaştırmaya uygulanan yerel anlamlılık düzeyi αp=1(1α)p1\alpha_p = 1 - (1-\alpha)^{p-1} formülü gereği artar. Bu matematiksel yapı, Duncan testinin En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) kritik değerlerinin, deney bazında Tip I hatayı sabit tutan Tukey HSD testinin kritik değerlerinden daha yavaş büyümesine neden olur. Sonuç olarak Duncan testi, geniş pp değerlerinde Tukey'den daha küçük kritik değerler kullanarak farklılık bulmada daha yüksek istatistiksel güce ulaşır; bu da senaryoda Tukey'in göremediği farkı Duncan'ın bulmasını açıklar.

Adım Adım Çözüm

1
Tukey HSD ve Duncan Çoklu Aralık testlerinin kritik değer stratejilerini karşılaştır.
Tukey HSD, tüm ikili karşılaştırmalar için deney başına Tip I hata oranını (α\alpha) sabit tutan tek bir kritik değer kullanırken; Duncan testi sıralı ortalamalar arasındaki adım sayısına (pp) bağlı olarak değişen En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değerleri kullanır.
İki testin aynı veri setinde neden farklı sonuçlar ürettiğini temelden anlamak için.
2
Duncan testinde adım sayısı (pp) ile anlamlılık düzeyi (αp\alpha_p) arasındaki teorik ilişkiyi analiz et.
Duncan testinde pp adet ortalama için koruma düzeyi (1α)p1(1-\alpha)^{p-1}'dir. Bu nedenle testin o aşamadaki anlamlılık düzeyi αp=1(1α)p1\alpha_p = 1 - (1-\alpha)^{p-1} olur.
Testin pp sayısı arttıkça Tip I hata oranını nasıl ayarladığını ve kritik tablo değerlerini (rpr_p) nasıl şekillendirdiğini belirlemek için.
3
pp değeri arttıkça αp\alpha_p'nin yükselmesinin istatistiksel güç (power) üzerindeki etkisini değerlendir.
αp\alpha_p değeri α\alpha'dan büyük oldukça, hesaplanan SSR kritik değeri Tukey'in kritik değerine oranla daha küçük kalır. Kritik eşiğin düşük olması, testin H0H_0'ı daha kolay reddetmesini (daha güçlü olmasını) sağlar.
Senaryodaki p=4p=4 iken Duncan'ın anlamlı, Tukey'in anlamsız sonuç bulmasının istatistiksel mekanizmasını kanıtlamak için.

Anahtar Kavram

Duncan testinde p adım sayısına bağlı değişen anlamlılık düzeyi ve SSR hesaplaması
Soru 5Soru

Bir kamu kurumu, personelin motivasyon düzeyini artırmak amacıyla 4 farklı hizmet içi eğitim programının (A, B, C, D) etkinliğini test etmiştir. Deney, tamamen rastgele tasarım ilkelerine göre her grupta 10 kişi olacak şekilde toplam 40 personel üzerinde yürütülmüştür. Gerçekleştirilen tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda, programlar arası farklılığın istatistiksel olarak anlamlı olduğu bulunmuştur (α=0,05\alpha = 0,05).

Veriler analiz edildikten sonra araştırmacı, önceden planlanmamış (post-hoc) bir şekilde, A ve B programlarının ortak ortalaması ile C ve D programlarının ortak ortalaması arasında istatistiksel olarak anlamlı bir fark olup olmadığını test etmeye karar vermiştir. Araştırmacı, bu ve bundan sonra akla gelebilecek tüm olası doğrusal karşılaştırmalar (kontrastlar) için deneme başına (family-wise) Tip I hata oranını tam olarak α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde garanti altına almak istemektedir.

Buna göre, araştırmacının bu analiz için seçmesi gereken en uygun çoklu karşılaştırma testi ve bu teste ait kontrast F-istatistiğinin karşılaştırılacağı kritik sınır değeri aşağıdakilerden hangisinde doğru verilmiştir?

*(İlgili serbestlik dereceleri için tablo değerleri: F0,05;3,36=2,87F_{0,05; 3, 36} = 2,87 ; F0,05;4,36=2,63F_{0,05; 4, 36} = 2,63 ; F0,05;4,40=2,61F_{0,05; 4, 40} = 2,61)*

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Scheffe Testi; 8,61

Cevap

Araştırma için en uygun test Scheffe Testi'dir ve kullanılması gereken kritik F değeri 8,61'dir.
Araştırmacının önceden planlanmamış (post-hoc) ve ikiden fazla grubu içeren karmaşık bir doğrusal karşılaştırma (kontrast) yapması gerekmektedir. Tüm olası kontrastlar için deneme başına hata oranını (family-wise error rate) kontrol altında tutabilen ve karmaşık karşılaştırmalara matematiksel olarak en sağlam şekilde izin veren yöntem Scheffe Testi'dir. Scheffe testinde kontrast için hesaplanan F istatistiğinin kritik değeri (k1)Fα;k1,Nk(k-1) \cdot F_{\alpha; k-1, N-k} formülü ile bulunur. Burada grup sayısı k=4k=4, toplam gözlem sayısı N=40N=40'tır. Serbestlik dereceleri sd1=41=3sd_1 = 4-1 = 3 ve sd2=404=36sd_2 = 40-4 = 36 olur. Verilen tablo değerlerinden F0,05;3,36=2,87F_{0,05; 3, 36} = 2,87 kullanılır. Nihai kritik değer: 3×2,87=8,613 \times 2,87 = 8,61 olarak hesaplanır. Doğru yöntem ve değer sadece bu seçenekte verilmiştir.

Adım Adım Çözüm

1
Karşılaştırmanın türünü ve post-hoc test gereksinimini belirle.
Önceden planlanmamış, ikiden fazla grubu içeren karmaşık bir doğrusal karşılaştırma (kontrast) yapılmaktadır.
Problemde A ve B gruplarının birleşimi ile C ve D gruplarının birleşiminin karşılaştırılacağı ifade edilmiştir.
2
Tüm olası doğrusal karşılaştırmalar için Tip I hata oranını koruyan en uygun testi seç.
En uygun test Scheffe Testi olarak belirlenir.
Scheffe Testi, veri analizinden sonra akla gelen (post-hoc) ve sonsuz sayıdaki tüm olası doğrusal karşılaştırmalar için family-wise Tip I hata oranını tam olarak α\alpha seviyesinde tutabilen tek testtir.
3
Scheffe testi için gerekli serbestlik derecelerini hesapla.
Grup sayısı k=4k = 4, toplam gözlem sayısı N=40N = 40. Pay serbestlik derecesi sd1=k1=3sd_1 = k - 1 = 3. Payda serbestlik derecesi sd2=Nk=404=36sd_2 = N - k = 40 - 4 = 36.
Varyans analizinde gruplar arası ve hata serbestlik dereceleri Scheffe testinin temelini oluşturur.
4
İlgili F tablo değerini bul ve Scheffe düzeltme çarpanını uygula.
F0,05;3,36=2,87F_{0,05; 3, 36} = 2,87 olarak tablodan alınır. Scheffe kritik F değeri = (k1)×Ftablo=3×2,87=8,61(k - 1) \times F_{tablo} = 3 \times 2,87 = 8,61 bulunur.
Scheffe testinde, herhangi bir kontrast için hesaplanan F istatistiğinin anlamlı sayılabilmesi için (k1)×Fα;k1,Nk(k-1) \times F_{\alpha; k-1, N-k} sınır değerini aşması zorunludur.

Anahtar Kavram

Scheffe Testinin Karmaşık Kontrastlarda Kullanımı ve Kritik Değer Hesaplanması
Soru 6Soru

Bir ziraat mühendisi, 5 farklı buğday çeşidinin verim üzerindeki etkisini incelemek amacıyla tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney kurmuş ve tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda çeşitler arasında istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık bulmuştur. Mühendis, ortalamalar arasındaki ikili karşılaştırmaları yapmak için Duncan Çoklu Aralık Testi'ni kullanmaya karar vermiştir.

Bu testin özellikleri, temel varsayımları ve uygulama adımları dikkate alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Sıralanmış ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça hesaplanan en kısa anlamlı aralık (SSR) değeri büyür; ayrıca test, I. Tip hata oranını kontrol etmede Fisher LSD testine göre daha başarılı, Tukey HSD testine göre ise daha esnektir.

Cevap

Duncan testinde adım sayısı (pp) arttıkça en kısa anlamlı aralık (SSR) değerinin büyümesi ve I. Tip hata oranını kontrol etmede testin LSD ile Tukey HSD arasında (LSD'den daha başarılı, Tukey'den daha esnek) yer alması.
Duncan testi, sıralanmış ortalamalar arasındaki mesafe (p) büyüdükçe kullanılması gereken eşik değeri (SSR) artıran kademeli bir testtir. İstatistiksel özelliklerine bakıldığında, tüm ailenin I. Tip hata oranını (family-wise error rate) Fisher LSD testine kıyasla daha iyi kontrol eder. Öte yandan, Tukey HSD testi kadar katı (muhafazakar) bir kontrol uygulamadığından, istatistiksel gücü Tukey testinden daha yüksektir ve farkları bulmada daha esnek davranır.

Adım Adım Çözüm

1
Duncan testinin kritik değer yapısını ve SSR hesaplamasını incelemek.
Duncan testinde kritik değer tablosu adım sayısına (pp) bağlıdır. Ortalamalar arası mesafe (pp) arttıkça tablodan okunan değer büyür, bu da En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değerinin genişlemesine neden olur.
Uzak ortalamaların anlamlı farklılık gösterebilmesi için test, mesafe arttıkça aşılması gereken eşik değeri yükselterek aile içi (family-wise) hata oranını dengeler.
2
Duncan testini Fisher LSD ve Tukey HSD ile I. Tip hata kontrolü ve güç açısından karşılaştırmak.
Fisher LSD testi aile içi Tip I hatayı iyi kontrol edemez ve hata oranı hızla artar. Tukey HSD ise hatayı tam α\alpha'da tutar ancak çok katıdır. Duncan, LSD'den daha düşük Tip I hata oranına, Tukey'den ise daha yüksek istatistiksel güce (esnekliğe) sahiptir.
Testin kademeli yapısı, hata oranını tam α\alpha'da sabitlemek yerine ortalamalar arası basamak sayısına göre optimize ederek orta yolu bulur.
3
Diğer seçeneklerdeki yanlış varsayımları değerlendirmek.
Varyans heterojenliğinde kullanılamaz, kontrol grubu odaklı analizler için uygun değildir (Dunnett kullanılmalı), ANOVA anlamsızken yapılmamalıdır ve hata serbestlik derecesi kullanılmalıdır.
Bu durumlar ANOVA prensiplerinin ve çoklu karşılaştırma testlerinin temel ihlallerini oluşturur.

Anahtar Kavram

Duncan Çoklu Aralık Testinin Teorik Özellikleri ve Varsayımları
Soru 7Soru

Bir araştırmacı, 6 farklı sulama yönteminin bitki boyu üzerindeki etkisini, her bir yöntem için n=5n=5 tekrar içeren tamamen rastgele tasarımla incelemiş ve varyans analizi (ANOVA) sonucunda gruplar arası farkın istatistiksel olarak anlamlı olduğunu bulmuştur (α=0.05)(\alpha = 0.05).

Araştırmacı, Hata Kareler Ortalamasını (HKO) 1010 olarak elde etmiş ve grup varyanslarının homojenliğini test ettiği Levene testinin sonucunu p=0.12p = 0.12 olarak hesaplamıştır. Ortalamalar küçükten büyüğe sıralandığında:

yˉ(1)=15,yˉ(2)=18,yˉ(3)=22,yˉ(4)=25,yˉ(5)=29,yˉ(6)=32\bar{y}_{(1)} = 15, \quad \bar{y}_{(2)} = 18, \quad \bar{y}_{(3)} = 22, \quad \bar{y}_{(4)} = 25, \quad \bar{y}_{(5)} = 29, \quad \bar{y}_{(6)} = 32

olarak belirlenmiştir. Araştırmacı, yˉ(5)\bar{y}_{(5)} ile yˉ(2)\bar{y}_{(2)} ortalamalarını karşılaştırmak üzere Duncan Çoklu Aralık Testi'ni (Duncan's Multiple Range Test) uygulamaya karar vermiştir.

Duncan testinin özellikleri, varsayımları ve bu veri setine uygulanması dikkate alındığında aşağıdaki ifadelerden hangisi kesinlikle doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Levene testi varyansların homojen olduğunu gösterdiğinden testin uygulanması uygundur; yˉ(5)\bar{y}_{(5)} ve yˉ(2)\bar{y}_{(2)} karşılaştırmasında p=4p=4 alınarak r4r_4 tablo değerine dayalı En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) hesaplanmalıdır ve testin deney bazında Tip I hata oranı Tukey HSD testine göre daha yüksektir.

Cevap

Doğru seçenek; testin varyans homojenliği varsayımını sağladığını, p=4p=4 üzerinden tablo değeri alınması gerektiğini ve Duncan testinin Tukey HSD testinden daha yüksek deney bazında Tip I hata oranına sahip olduğunu belirten ifadedir.
Verilen senaryoda Levene testinin p>0.05p > 0.05 olması varyansların homojen olduğunu ve Duncan testinin rahatlıkla kullanılabileceğini kanıtlar. Karşılaştırma yˉ(2)\bar{y}_{(2)} ile yˉ(5)\bar{y}_{(5)} arasında olduğu için kapsanan ortalamalar 2, 3, 4 ve 5. gruplardır; yani kapsanan grup sayısı p=4p=4 olmalıdır ve tablo değeri r4r_4'tür. Son olarak, Duncan testi Tukey HSD testi gibi genel bir deney bazında hata kontrolü sağlamaz (her bir karşılaştırma grubuna ayrı bir koruma verir), bu da onun deney bazında Tip I hata oranının Tukey HSD testinden daha yüksek olmasına sebep olur.

Adım Adım Çözüm

1
Levene testi sonucunu değerlendirerek varyansların homojenliği varsayımının sağlanıp sağlanmadığını belirle.
p=0.12>0.05p = 0.12 > 0.05 olduğu için H0H_0 (varyanslar eşittir) reddedilemez. Varyanslar homojendir.
Duncan testi uygulanmadan önce varyansların eşit olması varsayımının (homojenlik) kontrol edilmesi gereklidir.
2
yˉ(5)\bar{y}_{(5)} ve yˉ(2)\bar{y}_{(2)} ortalamalarını karşılaştırmak için Duncan testindeki pp (kapsanan ortalama sayısı) değerini hesapla.
2., 3., 4. ve 5. ortalamalar bu aralıkta yer aldığı için toplam ortalama sayısı p=52+1=4p = 5 - 2 + 1 = 4 olarak bulunur.
Duncan testinde kritik değer (rpr_p), sıralanmış ortalamalar arasındaki genişliğe (p) göre dinamik olarak değişir.
3
Duncan testinin Tip I hata oranı açısından Tukey HSD ve Fisher LSD testleri ile olan konumunu analiz et.
Duncan testi, deney bazında Tip I hata oranını her pp değerinde farklı bir düzeyde tuttuğu için (Fisher LSD'den daha sıkı olsa da), bu oranı tam olarak α\alpha'da sabitleyen Tukey HSD testinden daha az muhafazakârdır ve deney bazında Tip I hata oranı Tukey'den daha yüksektir.
Post-hoc testlerin teorik özellikleri test edilirken testin istatistiksel gücü ve koruma seviyeleri ayırt edilmelidir.

Anahtar Kavram

Duncan testinde değişen kritik değer mantığı (rpr_p), varyans homojenliği varsayımı ve post-hoc testlerin Tip I hata kontrol stratejileri.
Soru 8Soru

Bir endüstri mühendisi, 5 farklı üretim hattının günlük hatalı ürün sayıları üzerindeki etkisini incelemek amacıyla tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney gerçekleştirmiştir. Yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda, üretim hatlarının ortalamaları arasında %5 anlamlılık düzeyinde istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık bulunmuştur. Mühendis, hatlar arasındaki tüm olası ikili karşılaştırmaları gerçekleştirmek için post-hoc testlerinden Duncan Çoklu Aralık Testi'ni kullanmaya karar vermiştir.

Buna göre, Duncan Çoklu Aralık Testi'nin kuramsal özellikleri ve uygulama adımları dikkate alındığında aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Sıralanmış ortalama değerleri dizisinde, karşılaştırılan iki ortalama arasındaki adım sayısına (pp) bağlı olarak 'en kısa anlamlı aralık' (SSR) değeri değişir ve bu aralıktaki ortalama sayısı arttıkça testin kullanacağı kritik tablo değeri büyür.

Cevap

Sıralanmış ortalama değerleri dizisinde, karşılaştırılan iki ortalama arasındaki adım sayısına (pp) bağlı olarak 'en kısa anlamlı aralık' (SSR) değeri değişir ve bu aralıktaki ortalama sayısı arttıkça testin kullanacağı kritik tablo değeri büyür.
Duncan Çoklu Aralık Testi'nde (DMRT), grupların ortalamaları önce büyüklük sırasına dizilir. Testin en belirgin özelliği, karşılaştırılan herhangi iki ortalamanın sıralamadaki pozisyonlarına (aralarındaki adım sayısı veya kapsanan ortalama sayısı, pp ile ifade edilir) bağlı olarak çoklu kritik değerler kullanmasıdır. pp değeri ne kadar büyükse, bu ortalamaların farklı sayılabilmesi için aşılması gereken 'En Kısa Anlamlı Aralık' (SSR) ve tablodan okunan kritik değer de o kadar büyük olur. Bu sayede test, Tukey'nin tek bir sabit değer kullanan katı yapısına kıyasla farklı bir Tip 1 hata koruması ve güç dengesi sunar.

Adım Adım Çözüm

1
Duncan testinin hesaplama mekanizmasını hatırlama
Duncan testi, grup ortalamalarını büyükten küçüğe sıralar ve her bir ikili karşılaştırma için o iki ortalamayı da kapsayan alt gruptaki ortalama sayısına (pp) göre tablodan yeni bir kritik değer çeker.
Testin, Tukey HSD'den (tek bir sabit kritik değer kullanan) ayırt edici en büyük kuramsal özelliği budur.
2
Kritik değer ile adım sayısı (p) ilişkisini değerlendirme
İki ortalama arasındaki adım sayısı (veya aralığa düşen ortalama sayısı) ne kadar fazla ise (pp büyükse), bu ortalamaların istatistiksel olarak farklı kabul edilebilmesi için aşmaları gereken sınır yani 'en kısa anlamlı aralık' (SSR - Shortest Significant Range) o kadar yüksek hesaplanır.
Tip I hata oranını kontrol altında tutmak için, daha uzak ortalamaların rastgele farklı çıkma ihtimaline karşı kritik değer büyütülür.
3
Diğer ifadelerin geçerliliğini kontrol etme
Diğer ifadeler; ANOVA anlamsızken post-hoc yapılması, varyanslar heterojenken kullanılması, kontrol grubu karşılaştırmaları için tercih edilmesi ve serbestlik derecesi hesaplamaları açısından temel istatistiksel kuralları ihlal etmektedir.
Duncan testi varyans homojenliği gerektirir, ANOVA anlamlılığı sonrası uygulanır, tüm ikili karşılaştırmalar içindir ve hata serbestlik derecesi olarak N-k kullanır.

Anahtar Kavram

Duncan Çoklu Aralık Testinde Kritik Değerlerin Değişkenliği
Soru 9Soru

Tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda null hipotezinin reddedilmesinin ardından, grup ortalamaları arasındaki farklılıkların kaynağını belirlemek amacıyla çoklu karşılaştırma testlerinden Student-Newman-Keuls (SNK) testi uygulanacaktır.

Bu testin teorik yapısı ve hesaplama prensipleri dikkate alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Karşılaştırılan iki ortalama arasındaki sıra açıklığı (adım sayısı, pp) büyüdükçe testin kullandığı kritik tablo değeri de artar; bu nedenle sıralı ortalamalara adım adım yaklaşım uygulanır.

Cevap

Student-Newman-Keuls (SNK) testinin yapısıyla ilgili doğru ifade, karşılaştırılan ortalamalar arasındaki sıra açıklığı (pp) büyüdükçe kritik tablo değerinin artması kuralıdır.
Doğru seçenek, SNK testinin en ayırt edici özelliği olan 'sıra açıklığına (adım sayısı, pp) bağlı değişen kritik tablo değeri' kullanımını ifade eder. Test, ortalamaları sıraladıktan sonra aralarındaki adım sayısına bakar. Örneğin 5 grup varsa ve 1. ile 5. grup karşılaştırılıyorsa p=5p=5 iken; 1. ile 2. grup karşılaştırılıyorsa p=2p=2 olur. pp değeri büyüdükçe tablodan okunan kritik değer (öğrenci aralığı istatistiği - q) artar.

Adım Adım Çözüm

1
SNK testinin temel prosedürünün değerlendirilmesi.
SNK testi, grup ortalamalarını küçükten büyüğe (veya büyükten küçüğe) sıralar ve karşılaştırmaları bu sıraya göre adım adım (stepwise) yapar.
Testin, adından da anlaşıldığı gibi çoklu aralık (multiple range) yaklaşımını kullanmasıdır.
2
Kritik değer hesaplama mantığının diğer testlerle kıyaslanması.
Tukey HSD testi tüm gruplar için tek bir kritik qq değeri kullanırken, SNK testi karşılaştırılan iki grup arasında kaç adım (pp) olduğuna bakar. Örneğin en büyük ile en küçük ortalama (p=kp=k) için en büyük kritik değer kullanılırken, yan yana iki ortalama (p=2p=2) için daha küçük bir kritik değer kullanılır.
SNK testinin karakteristik özelliği, adım sayısına (pp) bağlı dinamik bir kritik değer kullanmasıdır.
3
Varyans analizi varsayımları ile post-hoc ilişkisinin doğrulanması.
SNK testi, varyansların homojen olmasını gerektirir, genel F testinin anlamlılığına bağlı olarak uygulanır ve hesaplamalarda modelin genel Hata Kareler Ortalamasını temel alır.
Diğer seçeneklerde verilen varyans heterojenliğinin göz ardı edilmesi, F testinin dikkate alınmaması veya standart hata formülünün yanlış yorumlanması çeldiricilerdir.

Anahtar Kavram

Student-Newman-Keuls (SNK) Testinin Adım Adım (Stepwise) Karşılaştırma Özelliği
Soru 10Soru

Bir araştırmacı, 7 farklı yalıtım malzemesinin (A, B, C, D, E, F, G) ısı geçirgenlik katsayıları üzerindeki etkisini tamamen rastgele tasarımla incelemiş ve α=0.05\alpha = 0.05 anlamlılık düzeyinde gerçekleştirdiği varyans analizi (ANOVA) sonucunda gruplar arasında istatistiksel olarak anlamlı bir fark bulmuştur. Araştırmacı, ortalamaları küçükten büyüğe sıralayarak gruplar arası çoklu karşılaştırma (post-hoc) yapmak için Duncan Çoklu Aralık Testi'ni (DMRT) kullanmaya karar vermiştir.

Bu araştırmada kullanılacak olan Duncan Çoklu Aralık Testi'nin teorik yapısı, En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) hesaplamaları ve Tip I hata kontrol mekanizması ile ilgili aşağıdaki ifadelerden hangisi kesinlikle doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Sıralanmış ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça hesaplanan En Kısa Anlamlı Aralık (SSR) değeri büyür; ancak Duncan testi, tüm karşılaştırmalar için tek bir kritik değer kullanan Tukey HSD testine kıyasla genel (aile bazında) Tip I hata yapma olasılığı daha yüksek, daha liberal bir testtir.

Cevap

Doğru ifade, sıralanmış ortalamalar arasındaki adım sayısı arttıkça En Kısa Anlamlı Aralık değerinin büyümesini, ancak yine de testin Tukey HSD'ye göre daha liberal ve Tip I hata riskinin daha yüksek olduğunu belirten seçenektir.
Duncan Çoklu Aralık Testinin en belirgin matematiksel paradoksu, ortalamalar arası adım sayısı (p) arttıkça hesaplanan eşik değerin (SSR) büyümesi, ancak buna rağmen testin genel algoritmasının (1α)p1(1-\alpha)^{p-1} koruma düzeyi mantığıyla Tukey HSD testinden daha küçük eşik değerler üreterek Tip I hataya (aile bazında) daha fazla izin vermesidir. Bu durum onu Tukey'den daha liberal bir test yapar.

Adım Adım Çözüm

1
Duncan testinin SSR (En Kısa Anlamlı Aralık) hesaplama prensibini değerlendir.
SSRp=rp×SxˉSSR_p = r_p \times S_{\bar{x}} formülüne göre tablodan okunan rpr_p değeri, karşılaştırılan ortalamalar arasındaki adım sayısı (pp) arttıkça artar. Dolayısıyla SSR değeri p ile doğru orantılı olarak büyür.
Testin farklı uzaklıktaki ortalamalar için değişen (kademeli) kritik değerler kullanması temel ayırıcı özelliğidir.
2
Duncan testinin Tip I hata koruma düzeyini analiz et.
Duncan testinde karşılaştırma koruma düzeyi (1α)p1(1-\alpha)^{p-1}'dir. pp arttıkça bu değer küçülür, yani doğru H0'ı reddetmeme (koruma) olasılığı düşer, Tip I hata oranı artar.
Bu teorik altyapı, testin istatistiksel gücünü artırırken aile bazında Tip I hata riskini neden yükselttiğini açıklar.
3
Duncan testini Tukey HSD ile karşılaştır.
Tukey HSD tüm karşılaştırmalar için aile bazında Tip I hatayı tam olarak α\alpha'da tutan tek bir kritik değer (qq) kullanır ve daha muhafazakardır. Duncan ise pp'ye göre değişen daha küçük kritik değerler kullandığı için daha liberaldir.
Sınavlarda çoklu karşılaştırma testleri arasındaki muhafazakar/liberal dengesi sıkça sorgulanır.
4
ANOVA önkoşullarını ve varsayımlarını değerlendir.
ANOVA anlamsızken post-hoc yapılamaz ve varyanslar heterojenken Duncan kullanılamaz.
Uygulama şartlarının sağlanmadığı durumlara yönelik çeldiricileri elemek için gereklidir.

Anahtar Kavram

Duncan testinin değişken kritik değer mekanizması ve Tip I hata - İstatistiksel güç dengesi

Daha Fazla Pratik

Tukey HSD testinin aile bazında (experiment-wise) hata oranını nasıl tam olarak α\alpha seviyesinde kontrol altında tuttuğunu ve Studentized Range Distribution'ı (q dağılımı) nasıl kullandığını inceleyin.
Tahmini Süre:2m 0s
Soru 11Soru

Bir endüstri mühendisi, 4 farklı makinenin ürettiği parçaların boyutlarındaki milimetrik sapma miktarlarını karşılaştırmak için tamamen rastgele tasarıma dayalı bir deney kurgulamıştır. Her bir makineden rassal olarak n=5n = 5 parça seçilmiş ve toplam N=20N = 20 gözlem elde edilmiştir.

Elde edilen veriler üzerinden yapılan Tek Yönlü Varyans Analizi (ANOVA) sonucunda İşlem Kareler Ortalaması (I˙KOİKO) 4545, Hata Kareler Ortalaması (HKOHKO) ise 2020 olarak hesaplanmıştır. İlgili test sonucunda hesaplanan F istatistiği 2,252,25 (p>0,05p > 0,05) bulunmuştur. Ayrıca grup varyanslarının homojenliği için yapılan Levene testinde p=0,55p = 0,55 elde edilerek varyansların homojenliği varsayımının sağlandığı doğrulanmıştır.

Araştırmacı, gruplar arasındaki ikili farkları tespit etmek amacıyla α=0,05\alpha = 0,05 anlamlılık düzeyinde Tukey HSD testini uygulamayı düşünmektedir.

(İlgili α=0,05\alpha = 0,05 düzeyi, k=4k = 4 grup sayısı ve sdhata=16sd_{hata} = 16 için öğrenci aralığı tablo değeri q=4,05q = 4,05'tir.)

Buna göre, araştırmacının Tukey HSD testi uygulaması ve elde edeceği sonuç ile ilgili aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Varyans analizi F testi anlamsız (p>0,05p > 0,05) çıktığı için, grup ortalamaları arasında Tukey HSD veya başka bir çoklu karşılaştırma testi uygulamak istatistiksel olarak uygun değildir.

Cevap

Varyans analizi F testi anlamsız (p > 0,05) çıktığı için, grup ortalamaları arasında Tukey HSD veya başka bir çoklu karşılaştırma testi uygulamak istatistiksel olarak uygun değildir.
Tukey HSD (Dürüst Anlamlı Fark) testi de dahil olmak üzere post-hoc (çoklu karşılaştırma) testleri, varyans analizi sonucunda grup ortalamaları arasında en az bir farklılık olduğu (p<0,05p < 0,05 ile H0H_0 hipotezinin reddedildiği) durumlarda, bu farkın hangi gruptan veya gruplardan kaynaklandığını bulmak amacıyla yapılır. Soru metninde F istatistiği 2,252,25 (p>0,05p > 0,05) olarak verilmiştir. F testi anlamsız çıktığında, gruplar arası anlamlı bir fark olmadığı genel olarak kabul edilir ve post-hoc aşamasına kesinlikle geçilmez. Verilen diğer sayısal veriler hesaplama tuzağıdır.

Adım Adım Çözüm

1
ANOVA sonucundaki F testinin anlamlılık düzeyinin kontrol edilmesi.
Araştırmada hesaplanan F istatistiğinin 2,25 olduğu ve p-değerinin 0,05'ten büyük olduğu (anlamsız) tespit edilmiştir.
Çoklu karşılaştırma (post-hoc) testlerinin temel ön şartı, genel varyans analizinde (ANOVA) gruplar arası ortalamalar farkının istatistiksel olarak anlamlı çıkmasıdır.
2
Post-hoc testi uygulanabilirliğine karar verilmesi.
F testi anlamsız olduğu için H_0 hipotezi reddedilemez; dolayısıyla farkın kaynağını tespit etmeye yönelik olan Tukey HSD testi yapılamaz.
Tüm grupların ortalamalarının eşit olduğu hipotezi kabul edilmişken gruplar arası ikili karşılaştırmalar yapmak kuramsal olarak çelişkilidir ve istatistiksel çıkarımın geçerliliğini bozar.

Anahtar Kavram

Tukey HSD Testi Ön Şartları ve ANOVA-Post Hoc İlişkisi
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 12Soru

Bir araştırmacı, 44 farklı diyet programının kilo kaybı üzerindeki etkilerini incelemek amacıyla tamamen rastgele tasarım planlamıştır. Her diyet programı 88 farklı katılımcıya rastgele atanmıştır. Deney sonucunda aşağıdaki varyans analizi (ANOVA) özet istatistikleri elde edilmiştir:

Varyasyon KaynağıKareler Toplamı (KT)
İşlem (Diyet)189189
Hata504504

Veriler üzerinde yapılan Levene varyans homojenliği testinin pp-değeri 0,150,15 olarak bulunmuştur.
Araştırmacı, diyet programlarının etkilerini tüm olası ikili kombinasyonlarla birbirleriyle karşılaştırmak istemektedir.

Bazı kritik tablo değerleri şöyledir:
- F(3,28,0,05)=2,95F_{(3, 28, 0,05)} = 2,95
- Tukey studentize aralık istatistiği: q(0,05,4,28)=3,85q_{(0,05, 4, 28)} = 3,85

Buna göre, araştırmacının izlemesi gereken doğru istatistiksel yaklaşım ve (eğer uygulanabilirse) ilgili testin kritik değeri aşağıdakilerden hangisinde doğru verilmiştir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Hesaplanan FF istatistiği (3,503,50) tablo değerinden büyük olduğu ve varyanslar homojen olduğu için Tukey HSD testi uygulanmalıdır; ikili karşılaştırmalar için kritik değer 5,7755,775 olarak hesaplanır.

Cevap

Hesaplanan F istatistiği (3,50) anlamlı ve varyanslar homojen olduğu için Tukey HSD testi uygulanmalıdır. HSD kritik değeri 5,775 olarak hesaplanır.
Tukey HSD testinin uygulanabilmesi için genel ANOVA F testinin anlamlı olması ve varyansların homojen olması şarttır. MSTr=189/3=63MSTr = 189/3 = 63 ve MSE=504/28=18MSE = 504/28 = 18'dir. Hesaplanan F=63/18=3,50>2,95F = 63/18 = 3,50 > 2,95 olduğundan F testi anlamlıdır. Levene pp-değeri (0,150,15) 0,050,05'ten büyük olduğu için varyanslar homojendir ve tüm olası ikili karşılaştırmalar için en uygun test Tukey HSD'dir. Formülde değerler yerine konduğunda: HSD=q×MSEn=3,85×188=3,85×1,5=5,775HSD = q \times \sqrt{\frac{MSE}{n}} = 3,85 \times \sqrt{\frac{18}{8}} = 3,85 \times 1,5 = 5,775 sonucu elde edilir.

Adım Adım Çözüm

1
Serbestlik derecelerinin (sd) hesaplanması
Grup sayısı k=4k=4, her gruptaki gözlem sayısı n=8n=8, toplam gözlem N=32N=32. İşlem sd = 41=34-1=3, Hata sd = 324=2832-4=28.
Kareler ortalamalarını (Varyans) bulabilmek için ilgili kareler toplamlarını doğru serbestlik derecelerine bölmek gerekir.
2
Kareler Ortalamalarının (KO) ve genel F istatistiğinin hesaplanması
İşlem KO (MSTrMSTr) = 189/3=63189 / 3 = 63. Hata KO (MSEMSE) = 504/28=18504 / 28 = 18. F=MSTr/MSE=63/18=3,50F = MSTr / MSE = 63 / 18 = 3,50.
Gruplar arasında istatistiksel olarak anlamlı bir fark olup olmadığını (genel ANOVA hipotezini) test etmek için.
3
ANOVA varsayımlarının ve F testinin sonucunun yorumlanması
Hesaplanan F=3,50F=3,50, tablo değeri olan 2,952,95'ten büyük olduğu için H0H_0 reddedilir (gruplar arası fark anlamlıdır). Levene testinin pp-değeri 0,15>0,050,15 > 0,05 olduğundan varyanslar homojendir. Tüm olası ikili karşılaştırmalar hedeflendiğinden Tukey HSD testi seçilir.
Post-hoc (çoklu karşılaştırma) testlerinin uygulanabilmesi için genel F testinin anlamlı çıkması şarttır. Varyans homojenliği de Tukey testinin temel varsayımıdır.
4
Tukey HSD kritik değerinin hesaplanması
HSD=q×MSEn=3,85×188=3,85×2,25=3,85×1,5=5,775HSD = q \times \sqrt{\frac{MSE}{n}} = 3,85 \times \sqrt{\frac{18}{8}} = 3,85 \times \sqrt{2,25} = 3,85 \times 1,5 = 5,775.
İkili grup ortalamaları arasındaki farkların hangi sınır değerini aşması durumunda istatistiksel olarak anlamlı kabul edileceğini belirlemek için.

Anahtar Kavram

ANOVA varsayımlarının (Varyans Homojenliği ve Anlamlı F Testi) kontrol edilmesi ve Tukey HSD istatistiğinin formülasyonu
Soru 13Soru

Bir ziraat mühendisi, 5 farklı gübre çeşidinin buğday verimi üzerindeki etkisini incelemek için tamamen rastgele tasarıma dayalı bir deney kurmuştur. Yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda gübre çeşitleri arasında istatistiksel olarak anlamlı bir fark bulunmuştur. Mühendis, deneydeki aile boyu hata oranını (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde tutarak tüm olası ikili karşılaştırmaları yapmak istemektedir.

Buna göre, Bonferroni ve Šidák düzeltmeleri kullanıldığında her bir ikili karşılaştırma için test edilecek düzeltilmiş anlamlılık düzeyleri (sırasıyla αBonf\alpha_{Bonf} ve αSidak\alpha_{Sidak}) aşağıdakilerden hangisinde doğru olarak verilmiştir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: αBonf=0,005\alpha_{Bonf} = 0,005 ve αSidak=1(0,95)0,1\alpha_{Sidak} = 1 - (0,95)^{0,1}

Cevap

Düzeltilmiş anlamlılık düzeyleri αBonf=0,005\alpha_{Bonf} = 0,005 ve αSidak=1(0,95)0,1\alpha_{Sidak} = 1 - (0,95)^{0,1} olmalıdır.
5 farklı gübre çeşidi (k=5k=5) için yapılabilecek tüm olası ikili karşılaştırmaların sayısı kombinasyon hesabı ile m=5×4/2=10m = 5 \times 4 / 2 = 10 olarak bulunur. Aile boyu hata oranını (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde tutmak için Bonferroni düzeltmesinde her bir testin anlamlılık düzeyi α/m\alpha/m olarak hesaplanır ve 0,05/10=0,0050,05/10 = 0,005 elde edilir. Šidák düzeltmesi ise testlerin bağımsız olduğu varsayımıyla her bir test için alfa düzeyini 1(1α)1/m1 - (1 - \alpha)^{1/m} formülü ile belirler, bu da 1(10,05)1/10=1(0,95)0,11 - (1 - 0,05)^{1/10} = 1 - (0,95)^{0,1} sonucunu verir.

Adım Adım Çözüm

1
Tüm olası ikili karşılaştırmaların sayısını (mm) belirleme.
m=k(k1)2=5×42=10m = \frac{k(k-1)}{2} = \frac{5 \times 4}{2} = 10
Bonferroni ve Šidák düzeltmeleri, yapılan toplam karşılaştırma sayısına (mm) göre her bir testin anlamlılık düzeyini ayarlar.
2
Bonferroni düzeltmesine göre yeni alfa düzeyini (αBonf\alpha_{Bonf}) hesaplama.
αBonf=αm=0,0510=0,005\alpha_{Bonf} = \frac{\alpha}{m} = \frac{0,05}{10} = 0,005
Bonferroni yöntemi, aile boyu hata oranını (FWER) korumak için toplam alfa değerini basitçe karşılaştırma sayısına böler.
3
Šidák düzeltmesine göre yeni alfa düzeyini (αSidak\alpha_{Sidak}) hesaplama.
αSidak=1(1α)1/m=1(10,05)1/10=1(0,95)0,1\alpha_{Sidak} = 1 - (1 - \alpha)^{1/m} = 1 - (1 - 0,05)^{1/10} = 1 - (0,95)^{0,1}
Šidák yöntemi, testlerin bağımsız olduğu varsayımıyla her bir test için alfa değerini kesin bir olasılık modeline göre formülize eder.

Anahtar Kavram

Çoklu Karşılaştırmalarda Bonferroni ve Šidák Düzeltmeleri
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 14Soru

Bir eğitim araştırmacısı, 44 farklı okuma yönteminin (A, B, C, D) öğrencilerin okuma hızları üzerindeki etkisini tamamen rastgele tasarımla incelemiştir. Varyans analizi sonucunda yöntemler arasında istatistiksel olarak anlamlı bir fark olduğu tespit edilmiştir. Araştırmacı, hangi yöntemlerin birbirinden farklı olduğunu belirleyebilmek için tüm olası ikili karşılaştırmaları yapacaktır.

Araştırmacı, bu çoklu karşılaştırmalar sürecinde deney geneli Tip I hata oranını (Family-Wise Error Rate) en fazla α=0,06\alpha = 0,06 seviyesinde tutmayı hedeflemektedir.

Buna göre, araştırmacının Bonferroni düzeltmesini uyguladığında her bir ikili karşılaştırma için kullanması gereken yeni anlamlılık düzeyi (αBonf\alpha_{Bonf}) ve bu düzeltmenin asıl amacı aşağıdakilerin hangisinde doğru verilmiştir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: αBonf=0,010\alpha_{Bonf} = 0,010 ; Çoklu karşılaştırmalar yapıldığında kümülatif olarak artan Tip I hata yapma olasılığını (deney geneli hata oranını) hedeflenen seviyede kontrol altında tutmak.

Cevap

Düzeltilmiş anlamlılık düzeyinin 0,0100,010 olduğu ve amacın çoklu karşılaştırmalar sonucu artan Tip I hata yapma olasılığını kontrol altında tutmak olduğunu belirten seçenek doğrudur.
Dört grup (k=4k=4) için yapılabilecek tüm olası ikili karşılaştırma sayısı kombinasyon ile m=k(k1)2=4×32=6m = \frac{k(k-1)}{2} = \frac{4 \times 3}{2} = 6 olarak hesaplanır. Bonferroni düzeltmesinde, deney geneli Tip I hata oranını (FWER) korumak için belirlenen alfa düzeyi karşılaştırma sayısına bölünür: αBonf=0,066=0,010\alpha_{Bonf} = \frac{0,06}{6} = 0,010. Bu düzeltmenin amacı, çoklu karşılaştırmalar yapıldığında kümülatif olarak artan Tip I hata oranını kontrol altında tutmaktır.

Adım Adım Çözüm

1
Araştırmadaki faktörün düzey sayısını (kk) ve buna bağlı olarak yapılacak olası ikili karşılaştırma sayısını (mm) hesaplamak.
k=4k = 4 grup için m=4×(41)2=122=6m = \frac{4 \times (4-1)}{2} = \frac{12}{2} = 6 ikili karşılaştırma yapılacaktır.
Bonferroni düzeltmesinde başlangıçtaki alfa düzeyi, yapılacak toplam ikili karşılaştırma sayısına bölünür.
2
Bonferroni düzeltmesi formülünü (αBonf=αm\alpha_{Bonf} = \frac{\alpha}{m}) kullanarak yeni anlamlılık düzeyini hesaplamak.
αBonf=0,066=0,010\alpha_{Bonf} = \frac{0,06}{6} = 0,010 olarak bulunur.
Her bir karşılaştırma için alfa düzeyini daraltarak deneyin tamamı için toplam Tip I hata oranının 0,060,06'yı aşmaması sağlanır.
3
Düzeltmenin teorik amacını doğrulamak.
Çoklu testlerde Tip I hata yapma riski kümülatif olarak artar. Düzeltmenin amacı bu 'deney geneli hata oranını' (FWER) korumaktır.
Bonferroni'nin temel istatistiksel prensibi budur.

Anahtar Kavram

Bonferroni Düzeltmesi (FWER Kontrolü)
Soru 15Soru

Bir araştırmacı, 4 farklı tedavi yönteminin etkisini incelemek için tek yönlü varyans analizi (ANOVA) uygulamış ve p<0,05p < 0,05 düzeyinde genel F testini anlamlı bulmuştur. Araştırmacı, deney öncesinde planlamadığı halde (post-hoc), verileri inceledikten sonra karmaşık doğrusal kontrastları (örneğin; 1. ve 2. tedavilerin ortalaması ile 3. ve 4. tedavilerin ortalaması arasındaki farkı) test etmek istemektedir. Araştırmacı, test edeceği olası tüm kontrastlar için aile geneli hata oranını (Tip I hata) kesin olarak kontrol altında tutmayı hedeflemekte ve bilinen çoklu karşılaştırma testleri arasında en muhafazakar (Tip II hata riski en yüksek) olanını tercih etmektedir.

Buna göre, araştırmacının amacına en uygun çoklu karşılaştırma testi hangisidir ve bu testte kullanılacak kritik değerin karesi (S2S^2) hesaplanırken tablo F değeri (Fα;k1,NkF_{\alpha; k-1, N-k}) hangi serbestlik derecesi katsayısı ile çarpılmalıdır? (kk: grup sayısı, NN: toplam gözlem sayısı)

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Scheffe Testi ; (k1)(k - 1)

Cevap

En uygun yöntem Scheffe Testidir ve tablo F değeri (k1)(k - 1) katsayısı ile çarpılmalıdır.
Scheffe testi, ANOVA genel F testi anlamlı bulunduktan sonra, deney öncesi planlanmamış olası tüm karmaşık doğrusal kontrastları test etmek için kullanılan ve aile geneli Tip I hata oranını en sıkı kontrol eden (en muhafazakar) çoklu karşılaştırma yöntemidir. Scheffe testinde bir kontrast için kritik değerin karesi (S2S^2), işlem serbestlik derecesi olan (k1)(k-1) ile Fα;k1,NkF_{\alpha; k-1, N-k} tablo değerinin çarpılmasıyla elde edilir. Bu nedenle Scheffe Testi ve (k1)(k-1) çarpanını içeren seçenek doğrudur.

Adım Adım Çözüm

1
Araştırmacının test etmek istediği hipotez türünün belirlenmesi
Araştırmacı ikili (pairwise) ortalamaları değil, grup ortalamalarının kombinasyonlarından oluşan karmaşık doğrusal kontrastları test etmek istemektedir.
Tukey HSD ve Fisher LSD testleri temel olarak ikili karşılaştırmalar için tasarlandığından bu aşamada elenir.
2
Planlanmamış (post-hoc) ve muhafazakar test ihtiyacının analizi
Veriler incelendikten sonra akla gelen tüm olası kontrastları test ederken Tip I hata oranını koruyan en muhafazakar (Tip II hatası en yüksek) test Scheffe testidir.
Araştırmacının aile geneli hata oranını sıkı şekilde kontrol etme amacı Scheffe testini zorunlu kılar.
3
Scheffe testi kritik değer (SS) formülasyonunun hatırlanması
Scheffe testinde kritik değer S=(k1)Fα;k1,NkS = \sqrt{(k-1) \cdot F_{\alpha; k-1, N-k}} formülü ile hesaplanır.
Sorusunda kritik değerin karesi (S2S^2) sorulduğu için, tablo F değerinin (k1)(k-1) olan gruplar arası serbestlik derecesi katsayısı ile çarpılması gerektiği sonucuna varılır.

Anahtar Kavram

Scheffe Testinin kullanım koşulları ve kritik değer hesaplaması
Soru 16Soru

Bir Sağlık Bakanlığı müfettişi, ülkedeki 88 farklı coğrafi bölgenin devlet hastanelerindeki ortalama acil servis bekleme sürelerini tek yönlü varyans analizi (ANOVA) ile incelemiş ve bölgeler arasında istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık tespit etmiştir (p<0,05p < 0,05). Müfettiş, hangi bölge çiftleri arasında fark olduğunu bulmak amacıyla tüm olası ikili karşılaştırmaları yapmayı ve Aile Bazında Hata Oranını (FWER) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde kontrol altında tutmayı planlamaktadır.

Bu aşamada müfettiş, Bonferroni (αBonf=αm\alpha_{Bonf} = \frac{\alpha}{m}) ve Šidák (αSidak=1(1α)1/m\alpha_{Sidak} = 1 - (1-\alpha)^{1/m}) düzeltmelerinin matematiksel özelliklerini değerlendirmektedir.

Bu araştırmanın yapısı ve çoklu karşılaştırma yöntemlerinin teorik varsayımları dikkate alındığında, aşağıdaki ifadelerden hangisi kesinlikle doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Araştırmada toplam 2828 adet ikili karşılaştırma yapılacaktır; Šidák yöntemi karşılaştırmaların birbirinden bağımsız olduğu varsayımına dayandığından her bir test için Bonferroni'den matematiksel olarak daha büyük bir kritik değer (αSidak>αBonf\alpha_{Sidak} > \alpha_{Bonf}) üretir ve böylece II. Tip hata riskini azaltarak daha güçlü bir test sunar.

Cevap

Araştırmada toplam 28 adet ikili karşılaştırma yapılacaktır; Šidák yöntemi karşılaştırmaların birbirinden bağımsız olduğu varsayımına dayandığından her bir test için Bonferroni'den matematiksel olarak daha büyük bir kritik değer (αSidak>αBonf\alpha_{Sidak} > \alpha_{Bonf}) üretir ve böylece II. Tip hata riskini azaltarak daha güçlü bir test sunar.
Bu tasarımda 88 farklı bölge (grup) bulunduğundan toplam olası ikili karşılaştırma sayısı m=8×7/2=28m = 8 \times 7 / 2 = 28'dir. Šidák yaklaşımı testlerin birbirinden bağımsız olduğu varsayımına dayanan kesin bir olasılık modelidir (1(1α)1/m1-(1-\alpha)^{1/m}). Bonferroni ise bağımlılık yapısından etkilenmeyen ancak çok daha tutucu olan Boole eşitsizliğine dayanır. Bu sebeple Šidák denkleminin her bir karşılaştırma için ürettiği anlamlılık sınırı (alfa) daima Bonferroni'den daha yüksektir. Anlamlılık sınırının nispeten yüksek olması testin boş hipotezi reddetmesini kolaylaştırdığından, mevcut olan gerçek bir farkı gözden kaçırma (II. Tip hata) olasılığını azaltır.

Adım Adım Çözüm

1
Tüm olası ikili karşılaştırmaların sayısını (mm) kombinasyon formülü ile hesaplayınız.
g=8g = 8 bölge için karşılaştırma sayısı: m=g(g1)2=8×72=28m = \frac{g(g-1)}{2} = \frac{8 \times 7}{2} = 28 bulunur.
Bonferroni ve Šidák düzeltmelerinde kullanılan mm değeri, hipotez testlerinin sayısını (ikili karşılaştırmaları) ifade eder.
2
Bonferroni ve Šidák yöntemlerinin formüllerini matematiksel büyüklük olarak değerlendiriniz.
m>1m > 1 olan her durumda, (1α/m)m1α(1 - \alpha/m)^m \approx 1 - \alpha Taylor açılımı mantığı gereği Šidák değeri (αSidak\alpha_{Sidak}), Bonferroni değerinden (αBonf\alpha_{Bonf}) daima daha büyüktür.
Šidák yöntemi testlerin bağımsızlığı (P(Ai)=P(Ai)P(\cap A_i) = \prod P(A_i)) varsayımıyla kesin eşitliği hedeflerken, Bonferroni Boole eşitsizliğine (P(Ai)P(Ai)P(\cup A_i) \leq \sum P(A_i)) dayandığı için daima daha tutucu (daha küçük alfa) davranır.
3
Alfa değerinin büyüklüğünün I. ve II. Tip hatalar ile istatistiksel güç üzerindeki etkisini yorumlayınız.
Šidák yönteminin Bonferroni'den daha büyük bir alfa düzeyi (örneğin α=0,05\alpha=0,05 ve m=28m=28 için 0,00183>0,001780,00183 > 0,00178) vermesi, H0 hipotezinin reddini nispeten kolaylaştırır. Bu durum, gerçekte var olan bir farkı görememe olasılığını (II. Tip hata, β\beta) azaltır ve testin istatistiksel gücünü (1β1-\beta) artırır.
Kritik eşik olan alfa küçüldükçe I. Tip hata garanti altına alınır ancak II. Tip hata riski logaritmik olarak artar. Šidák bu dengeyi bağımsızlık varsayımı altında matematiksel olarak daha optimal kurar.

Anahtar Kavram

Bonferroni ve Sidak düzeltmelerinin formülasyonu, karşılaştırma sayısı hesabı ve istatistiksel güç/tutuculuk ilişkisi
Soru 17Soru

Bir ilaç firması, geliştirdiği 4 yeni ağrı kesici molekülün etki süresini, piyasadaki standart bir ağrı kesici (kontrol grubu) ile karşılaştırmak üzere bir deney tasarlamıştır. Araştırmanın temel amacı, sadece her bir yeni molekülün standart ilaca göre daha etkili olup olmadığını belirlemektir; yeni moleküllerin birbirleri arasındaki etki farkları araştırmanın ilgi alanına girmemektedir.

Yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda, gruplar arasında istatistiksel olarak anlamlı bir fark bulunmuş (p<0,05p < 0,05) ve varyansların homojenliği varsayımının sağlandığı (Levene testi, p>0,05p > 0,05) görülmüştür.

Araştırmacı, yapacağı bu çoklu karşılaştırmalarda I. Tip hata oranını (family-wise error rate) α=0,05\alpha = 0,05 seviyesinde tutmak ve aynı zamanda sadece bu özel karşılaştırma seti için testin gücünü maksimize etmek (en dar güven aralıklarını elde etmek) istemektedir.

Buna göre, araştırmacının kullanması gereken en uygun post-hoc testi aşağıdakilerden hangisidir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Dunnett testi

Cevap

Dunnett testi
Dunnett testi, tam olarak bir kontrol grubu ile birden fazla deney grubunun karşılaştırılması amacıyla geliştirilmiştir. Bu test, araştırmacının sadece kontrol grubu karşılaştırmaları ile ilgilendiği durumlarda, tüm olası ikili karşılaştırmaları hesaba katan testlere (Tukey) veya daha genel düzeltme sunan testlere (Bonferroni) göre matematiksel olarak daha dar güven aralıkları (daha yüksek istatistiksel güç) sağlar ve aynı zamanda aile bazında I. Tip hatayı (FWER) kusursuz şekilde kontrol eder.

Adım Adım Çözüm

1
Araştırmanın amacı ve karşılaştırma yapısı incelenir.
Araştırmacı tüm grupları birbirleriyle (all-pairs) karşılaştırmak yerine, sadece 4 deney grubunu 1 kontrol grubuyla karşılaştırmak istemektedir.
Test seçimi, yapılacak karşılaştırmaların doğasına göre değişir.
2
İstatistiksel kısıtlar değerlendirilir.
Aile bazında I. Tip hata oranı (FWER) kontrol altında tutulmalı ve aynı zamanda istatistiksel güç maksimize edilmelidir.
Bu iki hedef, hangi testin matematiksel olarak senaryoya en uygun olduğunu belirler.
3
Seçeneklerdeki testlerin özellikleri filtreleme kuralına göre elenir.
Tukey HSD ve Scheffé testleri tüm karşılaştırmaları/kontrastları hesaba kattığı için istenen durum için gereksiz yere tutucudur. Fisher'ın LSD'si FWER kontrolünde yetersizdir.
Spesifik olmayan testler bu senaryoda ya I. Tip hatayı şişirir ya da gücü düşürür.
4
Kalan alternatifler arasında istatistiksel güç optimizasyonu yapılır.
Bonferroni düzeltmesi geçerli bir yöntem olsa da, Dunnett testi tam olarak 'k tedavi vs 1 kontrol' senaryosu için ortak korelasyon yapısını hesaba katarak türetildiğinden, Bonferroni'ye göre daha dar güven aralıkları sunar.
Dunnett testi bu özel karşılaştırma alt kümesi için en güçlü istatistiksel yöntemdir.

Anahtar Kavram

Çoklu Karşılaştırma Testlerinde Dunnett Testinin Optimizasyonu ve Gücü
Soru 18Soru

Bir tarımsal araştırma enstitüsü, mısır verimini artırmak amacıyla laboratuvar ortamında geliştirdiği 4 farklı yeni sıvı gübre formülasyonunun etkisini, halihazırda çiftçiler tarafından yaygın olarak kullanılan standart bir gübre (kontrol grubu) ile karşılaştırmak üzere tamamen rastgele tasarıma dayalı bir tarla deneyi yürütmüştür. Deney sonucunda elde edilen verilerle yapılan tek yönlü varyans analizi (ANOVA) sonucunda F istatistiği anlamlı bulunmuştur. Bu aşamadan sonra araştırmacılar, yeni formülasyonların kendi aralarındaki farklarla ilgilenmemekte; sadece her bir yeni formülasyonun standart gübreye (kontrol) göre verimde istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık yaratıp yaratmadığını incelemek istemektedir.

Buna göre, araştırmacıların belirtilen amaca ulaşmak ve deney düzeyindeki Tip I hata oranını (family-wise error rate) kontrol altında tutmak için kullanması gereken en uygun çoklu karşılaştırma (post-hoc) testi aşağıdakilerden hangisidir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Dunnett Testi

Cevap

Dunnett Testi
Deney tasarımında, birden fazla muamele grubunun (bu soruda 4 yeni gübre) sadece tek bir kontrol grubuyla (standart gübre) karşılaştırılmasının hedeflendiği durumlarda kullanılması gereken istatistiksel yöntem Dunnett testidir. Dunnett testi, tam olarak bu spesifik karşılaştırma seti için aile bazında (family-wise) Tip I hata oranını kontrol altında tutar ve diğer çoklu karşılaştırma testlerine (Tukey, Scheffé vb.) kıyasla bu amaca yönelik daha yüksek istatistiksel güç sağlar.

Adım Adım Çözüm

1
Araştırmanın amacını ve karşılaştırma türünü belirleme
Araştırmacıların amacı, 4 yeni formülasyonu kendi aralarında değil, sadece tek bir 'standart gübre' (kontrol grubu) ile karşılaştırmaktır.
Post-hoc testinin seçimi doğrudan hangi grupların birbiriyle kıyaslanacağına bağlıdır.
2
Uygun istatistiksel testi seçme
Tüm grupların (k-1 adet muamele) yalnızca tek bir kontrol grubuyla karşılaştırılması işleminde Tip I hata oranını kontrol eden spesifik test Dunnett testidir.
Tukey, Scheffé veya Duncan gibi testler tüm olası ikili karşılaştırmaları hesaba kattığı için, sadece kontrol grubu odaklı analizlerde Dunnett testine göre istatistiksel gücü daha düşük kalır.

Anahtar Kavram

ANOVA sonrası çoklu karşılaştırma testleri arasında, bir veya birden fazla deney grubunun sadece bir kontrol grubu ile karşılaştırılması amacıyla özel olarak tasarlanmış yöntem Dunnett testidir.
Soru 19Soru

Bir tarım uzmanı, 4 farklı sulama yönteminin (A, B, C ve D) mısır verimi üzerindeki etkilerini karşılaştırmak amacıyla tamamen rastgele tasarım planına uygun bir deney yürütmüştür. Yöntemlerin uygulandığı tarla parsellerinin sayıları birbirinden farklı olup sırasıyla nA=12n_A=12, nB=15n_B=15, nC=10n_C=10 ve nD=18n_D=18 olarak belirlenmiştir.

Elde edilen veriler üzerinden yapılan ön analizlerde; hata terimlerinin normal dağıldığı (Shapiro-Wilk testi, p>0.05p > 0.05) ancak varyansların homojenliği varsayımının ihlal edildiği (Levene testi, p=0.014p = 0.014) görülmüştür. Araştırmacı bunun üzerine Welch ANOVA testini kullanmış ve p=0.012p = 0.012 bularak yöntemler arasında istatistiksel olarak anlamlı bir farklılık tespit etmiştir. Araştırmacının amacı, herhangi bir kontrol grubu ayrımı yapmaksızın tüm sulama yöntemlerini birbirleriyle ikili olarak karşılaştırmaktır.

Buna göre, araştırmacının deneydeki I. Tip hata oranını kontrol altında tutarak ve mevcut varsayım ihlalini göz önüne alarak kullanması gereken en uygun çoklu karşılaştırma (post-hoc) testi aşağıdakilerden hangisidir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Games-Howell testi

Cevap

Games-Howell testi
Araştırmada Levene testinin p-değeri 0.05'ten küçük bulunarak varyansların homojen olmadığı tespit edilmiştir. Aynı zamanda gruplardaki örneklem büyüklükleri birbirinden farklıdır. Varyans analizi sonrası, varyansların heterojen olduğu ve örneklem hacimlerinin eşit olmadığı durumlarda, tüm olası ikili karşılaştırmaları yapabilmek ve I. Tip hatayı kontrol altında tutabilmek için en uygun ve en güçlü test Games-Howell testidir. Bu test, Welch düzeltmesine dayandığı için bu tür ihlallere karşı son derece dirençlidir.

Adım Adım Çözüm

1
Varyansların homojenliği varsayımının sağlanıp sağlanmadığını belirleme.
Levene testi sonucuna (p=0.014<0.05p = 0.014 < 0.05) göre varyansların homojenliği varsayımı ihlal edilmiştir.
Kullanılacak post-hoc testinin seçimi doğrudan varyansların homojen olup olmamasına bağlıdır.
2
Gruplardaki örneklem büyüklüklerinin eşit olup olmadığını kontrol etme.
Verilen parsel sayıları (nA=12n_A=12, nB=15n_B=15, nC=10n_C=10, nD=18n_D=18) birbirinden farklıdır, yani örneklem büyüklükleri eşit değildir.
Varyanslar heterojen olduğunda, örneklem büyüklüklerinin durumu Games-Howell veya Tamhane testleri arasındaki tercihi etkiler.
3
Karşılaştırmanın türünü (ikili mi yoksa kontrol grubuna karşı mı) belirleme.
Soru metninde 'herhangi bir kontrol grubu ayrımı yapmaksızın tüm sulama yöntemlerini birbirleriyle ikili olarak karşılaştırmak' ifadesi yer almaktadır.
Bu durum kontrol grubuna özel olan Dunnett testinin elenmesini sağlar.
4
Elde edilen kriterlere göre en uygun testi seçme.
Varyansların heterojen ve örneklem büyüklüklerinin farklı olduğu tüm ikili karşılaştırmalar için Games-Howell testi seçilir.
Games-Howell testi Welch'in serbestlik derecesi düzeltmesini kullanarak varyans heterojenliğine ve farklı örneklem hacimlerine karşı en sağlam (robust) sonuçları verir.

Anahtar Kavram

Varyansların homojen olmadığı durumlarda çoklu karşılaştırma testi seçimi
Soru 20Soru

Bir araştırmacı, 44 farklı öğretim yönteminin öğrencilerin sınav başarıları üzerindeki etkisini incelemek amacıyla tamamen rastgele tasarıma uygun bir deney planlamıştır. Her bir yöntem rastgele seçilen 55 farklı öğrenciye uygulanmıştır.

Yapılan varyans analizi (ANOVA) sonucunda, öğretim yöntemlerinin başarı üzerindeki temel etkisine ilişkin kurulan sıfır hipotezi 0.050.05 anlamlılık düzeyinde reddedilmiştir (genel FF testi anlamlı bulunmuştur). Analiz sonucunda Hata Kareler Ortalaması (HKOHKO) 1010 olarak hesaplanmıştır.

Araştırmacı, yöntemler arasındaki ikili farklılıkları belirlemek için Fisher'ın Korumalı LSD (En Küçük Anlamlı Fark) testini uygulamaya karar vermiştir.

Buna göre, herhangi iki öğretim yöntemi ortalamasını karşılaştırmak için kullanılacak LSD kritik değeri aşağıdakilerden hangisidir?
(Hesaplamalarda kullanılabilecek bazı tablo değerleri: t0.025;16=2.12t_{0.025; 16} = 2.12, t0.05;16=1.75t_{0.05; 16} = 1.75, t0.025;19=2.09t_{0.025; 19} = 2.09, t0.05;19=1.73t_{0.05; 19} = 1.73)

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: 4.24

Cevap

4.24
Doğru cevap 4.244.24 değeridir. Deneyde 44 grup ve her grupta 55 öğrenci olduğu için toplam 2020 gözlem vardır. Hata serbestlik derecesi 204=1620 - 4 = 16'dır. %5\%5 anlamlılık düzeyinde çift yönlü tt tablo değeri t0.025;16=2.12t_{0.025; 16} = 2.12'dir. Eşit örneklemli LSD formülündeki standart hata kısmı (2×HKO)/n\sqrt{(2 \times HKO) / n} hesaplandığında (2×10)/5=4=2\sqrt{(2 \times 10) / 5} = \sqrt{4} = 2 bulunur. Son olarak, LSD=t×Standart Hata=2.12×2=4.24LSD = t \times Standart\ Hata = 2.12 \times 2 = 4.24 olarak hesaplanır.

Adım Adım Çözüm

1
Korumalı LSD testinin ön şartının sağlandığını kontrol etme ve serbestlik derecelerini hesaplama.
Genel FF testi anlamlı bulunmuştur, bu nedenle test uygulanabilir. Hata Serbestlik Derecesi (sdhatasd_{hata}) =Nk=204=16= N - k = 20 - 4 = 16'dır.
Fisher'ın Korumalı LSD testi, tip I hata oranını kontrol altında tutmak için öncelikle genel ANOVA FF testinin anlamlı olmasını şart koşar. Formülde hata serbestlik derecesi kullanılır.
2
Çift yönlü karşılaştırma için uygun tt tablo değerini belirleme.
%5\%5 anlamlılık düzeyi için çift yönlü test tablo değeri tα/2;sdhata=t0.025;16=2.12t_{\alpha/2; sd_{hata}} = t_{0.025; 16} = 2.12 olarak alınır.
Herhangi iki grup ortalaması karşılaştırılırken farkın yönü önceden bilinmediğinden α\alpha değeri ikiye bölünür.
3
İki ortalama arasındaki farkın standart hatasını hesaplama.
Standart Hata =2×HKOn=2×105=4=2= \sqrt{\frac{2 \times HKO}{n}} = \sqrt{\frac{2 \times 10}{5}} = \sqrt{4} = 2 bulunur.
Örneklem büyüklükleri eşit (n=5n=5) olduğunda, iki grubun ortalamaları arasındaki farkın standart hatası ilgili formülle bulunur.
4
LSD (En Küçük Anlamlı Fark) kritik değerini hesaplama.
LSD=2.12×2=4.24LSD = 2.12 \times 2 = 4.24 olarak elde edilir.
LSD değeri, tt tablo değeri ile ortalamalar farkının standart hatasının çarpımıyla bulunur. İki grup arasındaki mutlak fark bu değeri aşarsa anlamlı kabul edilir.

Anahtar Kavram

Fisher LSD testinde kritik sınır değerinin hata serbestlik derecesine bağlı tt istatistiği ve havuzlanmış standart hata ile hesaplanması
Tahmini Süre:1m 30s
Sayfa 1 / 5Sonraki
Çoklu Karşılaştırma (Post-Hoc) Testleri Alıştırma Soruları — KPSS İstatistik | Examkin