ALTE DOCUMENTE
|
||||||||||
Teste neparametrice de comparare
Testul W al lui Wilcoxon de comparare a doua medii
Daca avem de comparat doua esantioane despre distributiile carora nu avem nici o informatie, iar esantioanele sunt mici si dispersiile sunt diferite, folosirea testelor de comparare prezentate īn subcapitolul 8.2 nu este indicata, deoarece rezultatele sunt nesigure. Īn aceste cazuri, se poate face o comparare nu dupa marimea efectiva a datelor ci dupa rangul lor. Daca ordonam crescator valorile din cele doua serii si daca valorile dintr-o serie sunt majoritatea mai mici ca cele din seria a doua, atunci ele vor ocupa mai ales locurile de la īnceputul sirului astfel format. Daca nu exista o tendinta clara ca una din serii sa aiba valori mai mici, atunci rangurile valorilor din serii vor alterna. Evident, daca valorile unei serii ocupa ranguri de īnceput suma rangurilor valorilor este mica si invers.
Ipotezele pentru acest test sunt ipotezele standard:
H0: Mediile populatiilor din care provin loturile sunt egale.
H1: Mediile populatiilor din care provin loturile difera.
Fie seriile statistice:
,si
Pentru o mai buna īntelegere sa luam un exemplu:
X : 58, 74, 70, 71, 56, 68.
Y : 75, 69, 72, 57, 67, 59, 75, 73.
Acestea sunt greutatile pacientilor din doua loturi si vom īncerca sa testam daca al doilea esantion are greutati semnificativ mai mari.
Seria ordonata va fi:
Rang | ||||||||||||||
Valoare | ||||||||||||||
Seria |
X |
Y |
X |
Y |
Y |
X |
Y |
X |
X |
Y |
Y |
X |
Y |
Y |
Valoarea lui Wx, suma rangurilor elementelor seriei X este Wx = 1 + 3 + 6 + 8 + 9 + 12 = 39, iar statistica testului va fi:
valoare care nu este semnificativa, fiind mai mica decāt valoarea prag data de tabelele speciale pentru acest test. Diferenta īntre medii este nesemnificativa la un prag de semnificatie acceptabil.
8.3.2 Testul U al lui Mann si Whitney
Fie seriile statistice:
,si
Principiul testului este urmatorul:
care are o ditributie aproximativ normala de medie 0 si abatere standard 1.
Calculul lui Uxy se realizeaza astfel:
Statistica Uxy nu este distribuita normal, dar ea tinde rapid catre o distributie normala. Din punct de vedere practic, este de ajuns ca cele doua esantioane sa aiba cel putin 12 indivizi, ca aproximatia sa fie suficient de buna. Se poate demonstra ca daca īn locul lui Uxy se foloseste Uyx prin adunarea similara a numarului de simboluri x la stānga unor simboluri y, statistica testului nu se schimba. Aceasta deoarece
adica:
si deci cele doua valori ale statisticii sunt egale si de semn opus, ceea ce din punctul de vedere al semnificatiei statistice este exact acelasi lucru.
Ca exemplu, sa luam valorile din exemplul de mai sus, completate pentru a fi cel putin 12 īn fiecare esantion:
X : 58, 74, 70, 71, 56, 68, 66, 69, 72, 65, 59, 67, 73, 60, 61.
Y : 75, 79, 85, 57, 76, 84, 62, 63, 77, 78, 64, 80, 81, 83, 82.
care se ordoneaza astfel:
Rang | |||||||||||||||
Valoare | |||||||||||||||
Seria |
X |
Y |
X |
X |
X |
X |
Y |
Y |
Y |
X |
X |
X |
X |
X |
X |
Nr y<x |
Rang | |||||||||||||||
Valoare | |||||||||||||||
Seria |
X |
X |
X |
X |
Y |
Y |
Y |
Y |
Y |
Y |
Y |
Y |
Y |
Y |
Y |
Nr y<x |
Deci, Uxy=0 + 1 + 1 + 1 + 1 + 4 + 4 + 4 + 4 + 4 + 4 + 4 + 4 + 4 + 4=44
Statistica testului va fi deci:
valoare care este semnificativa si la nivelul de semnificatie de 95% si la nivelul de semnificatie de 99% (z=1,96, respectiv z=2,57). Deci, diferenta īntre mediile celor doua esantioane este semnificativa.
Principiul acestui test se bazeaza de fapt pe urmatoarele observatii:
|