Statistika u psihologiji

MZ M-27 A-1S, jun1 2006

Ime i prezime:                   Broj indexa:

            Ispod svake od tabela u prilogu dat je niz tvrdnji. Potrebno je da pa×ljivo pročitate svaku i da nakon toga (takođe za svaku) označite odgovarajuće polje. Označite polje:

T(1) ľ ako se iz tabele mo×e videti ili zaključiti da je tvrdnja u celini tačna.

N(2) ľ ako je tvrdnja smislena (vidi opis besmislenih), ali se iz tabele mo×e videti ili zaključiti da tvrdnja nije tačna.

B(3) ľ ako je tvrdnja besmislena tj.

a)ako je takva da savremene statističke tehnike i naučni postupci ne mogu ni teorijski dati podatak koji bi je potvrdio i/ili

b)ako je tvrdnja logički nemoguća ili gramatički besmislena i/ili

c)ako se u tvrdnji pominje neki nepostojeći-besmisleni statistički termin i/ili

d)ako se tvrdi da neki postojeći/smisleni statistički termin ima neku nemoguću vrednost (koju ne mo×e da ima).

X(4) ľako je tvrdnja smislena (vidi opis besmislenih), tj. takva da je moguće (makar i teorijski) postojećim statističkim i naučnim tehnikama dobiti podatak koji bi je potvrdio, ali se iz tabele ne mo×e zaključiti da li je tvrdnja tačna ili ne (nema podataka o tome),

Va×no:

1)Ni u jednoj stavki testa se ne pominje ni jedan smislen-postojeći statistički termin koji nije obrađen u literaturi (za ovaj kurs iz statistike) i/ili na nastavi.

2)Osim ako suprotno nije vidljivo iz tabele, pretpostaviti da su svi uslovi za primenu tehnike/tehnika koje su primenjene u datoj tabeli ispunjeni, tj. da su tehnike pravilno upotrebljene.

3)Statistički značajno, ako nije drugačije navedeno, znači statistički značajno bar na nivou 0,05.

4)Osim ako nije drugačije navedeno u konkretnoj tvrdnji, kada se govori o varijablama u tabeli (tako uopÜteno), u njih se neće uračunavati varijabla koja deli uzorak u grupe (ako takva varijabla postoji ľ tj. ako je uzorak podeljen u grupe,čak i ako je njeno ime dato u tabeli).

5)Ako nije drugačije navedeno pretpostaviti da su vrednosti na varijablama pozitivno bodovane.

  Da biste polo×ili ovaj deo ispita potrebno je da tačno odgovorite na bar 70% tvrdnji. 

A:

Tvrdnja

T(1) N(2) B(3) X(4)
A1 Ovde je primenjen Gutman-Kajzerov kriterijum za odlučivanje o tome koliko faktora treba zadr×ati.
A2 Gutman-Kajzerova alfa pouzdanost pete glavne komponente je veća od 0.
A3 Ako bi kao konačno reÜenje usvojili reÜenje sa dva faktora izgubili bi preko 30% informacija sadr×anih u skupu izvornih varijabli.
A4 Metoda ekstrakcije faktora koja je ovde primenjena daje nekorelirane reziduale predviđanja izvornih varijabli na osnovu zadr×anih faktora.
A5 U postupak koji je ovde primenjen je ubačeno viÜe od 10 izvornih varijabli.
A6 Jedan od uslova za primenu postupka koji je ovde prikazan je da izvorne varijable budu linearno povezane.
A7 Kada bi na izvorne varijable koje su ubačene u ovaj postupak primenili Bartletov test sferičnosti njegov rezultat bi bio statistički značajan.
A8 Kada bi na prvu i drugu izvornu varijablu koja je ovde primenjena primenili Wilcoxonov test (da bi ih uporedili po merama koje taj test meri) njegov rezultat bi bio statistički značajan
A9 Wilson-Shapireova Beta distanca prve glavne komponente je veća od 15.
A10 Sedma glavna komponenta je statistički značajna.

A:

Tvrdnja

T(1) N(2) B(3) X(4)
B1 Aritmetičke sredine svih 7 grupa se statistički značajno razlikuju na varijabli A2_iskre.
B2 Kada bi veliki broj puta ponovili istra×ivanje opÜta aritmetička sredina bi se u viÜe od 95% slučajeva naÜla u rasponu od 26 do 31.
B3 Standardna greÜka  aritmetičke sredine grupe obele×ene sa 0 koja je ovde data je pogreÜna.
B4 Kada bi u proceduru za računanje kontrasta u okviru ove procedure redom ubacili koeficijente 1,1,1,-1,-1,-1,0, dobili bi podatak o tome da li se aritmetička sredina grupe obele×ene sa 1 razlikuje od aritmetičke sredine grupe obele×ene sa 0.
B5 Ovde bi bilo ispravno primeniti Tamhane-ovu T2 metodu za računanje značajnosti razlika između aritmetičkih sredina pojedinačnih grupa (poređenje svake grupe sa svakom.
B6 Interval poverenja aritmetičke sredine grupe obele×ene sa 0 je statistički značajan.
B7 95%-tni interval poverenja aritmetičke sredine grupe obele×ene sa 4 je veći od 2.
B8 Ovde bi bilo ispravno primeniti Kolmogorov-Smirnovljevu metodu za ispitivanje značajnosti minimalnih vrednosti grupa.
B9 Aritmetička sredina grupe A2_iskre se statistički značajno razlikuje od normalne
B10 Varijansa između grupa (za prikazane grupe) na varijabli A2_iskre je veća od 10 

OBRZMAJK=obrazovanje majke

A:

Tvrdnja

T(1) N(2) B(3) X(4)
C1 Ovde je bilo moguće primeniti analizu varijanse za ispitivanje razlike između aritmetičkih sredina grupa.
C2 Ako kao prihvatljiv nivo značajnosti uzmemo 0,1, mo×emo zaključiti da ispitanici čije su majke obrazovanije te×e da ima viÜe vrednosti na N2_besan.
C3 Prema Gutman-Wallisovom kriterijumu samo N2_besan ima medijanu.
C4 Ovde su poređene viÜe od 4 grupe.
C5 Najveću AS ispitanici imaju na N2_Besan.
C6 Ovde je moguće primeniti Wilcoxonov test za poređenje dve po dve grupe.
C7 Ako kao prihvatljiv nivo značajnosti usvojimo 0,1, mo×emo da zaključimo da se sve grupe međusobno razlikuju na N2_Besan.
C8 Treći Kendallov harmonijski kvartil varijable N4_BSAMO je manji od 1.
C9 Varijabla N1_PREST je normalno distribuirana.
C10 Minimalni nivo merenja potreban za primenu ove tehnike je intervalni.

Oznake za pol: 1-muÜko, 2-×ensko

A:

Tvrdnja

T(1) N(2) B(3) X(4)
D1 Äene te×e da imaju viÜe vrednosti od muÜkaraca na N1 i N5.
D2 MuÜkarci uglavnom imaju viÜe vrednosti od ×ena na N6.
D3 Multipla korelacija N5 i N6 sa N1 je veća od 0,6.
D4 Multipla korelacija N5 i N6 sa N1 je veća od 0,7.
D5 Multipla korelacija N1 i N6 sa N5 je veća od 1,4.
D6 Distribucije muÜkaraca i ×ena na varijabli N1 se preklapaju, ali ne potpuno.
D7 Najmanje preklapanje između distribucija muÜkaraca i ×ena je na varijabli N5.
D8 Preklapanje aritmetičkih sredina muÜkaraca i ×ena je statistički značajno na sve tri varijable.
D9 Ovde bi bilo moguće primeniti Spirmanov koeficijent korelacije za računanje povezanosti muÜkaraca i ×ena.
D10 Varijabla N1 je normalno distribuirana.

 

   

Koef. kontingencije = 0,327, sig. > 0,001

A:

Tvrdnja

T(1) N(2) B(3) X(4)
E1 Ovde bi bilo moguće primeniti Cattellov scree test za ispitivanje statističke značajnosti polaganja kolokvijuma
E2 Statistička značajnosti Hi kvadrat testa povezanosti rezultata na trećem i četvrtom kolokvijumu bi bila tačno 0,055.
E3 Procenat ljudi koji je polozio treci i cetvrto kolokvijum je podjednak.
E4 Treci kolokvijum je polozilo vise od  pola izaslih.
E5 Procenat onih koji su ili polo×ili ili pali oba kolokvijuma je manji od procenta onih koji su polo×ili samo jedan.
E6 Verovatnoća da se padne kolokvijum iz statistike je veća od verovatnoće da se polo×i.
E7 Povezanost između ishoda trećeg i ishoda četvrtog kolokvijuma je srednja i statistički značajna.
E8 Rezultati trećeg kolokvijuma su statistički značajni.
E9 Ko je polo×io treci kolokvijum ima pet puta veće Üanse da polo×i i četvrti kolokvijum od onog ko je treći kolokvijum pao.
E10 Studenti ×enskog pola imaju 1,95 puta veću Üansu da padnu kolokvijum nego studenti muÜkog pola.

 

* * * * * * H I E R A R C H I C A L  C L U S T E R   A N A L Y S I S * * * * * *

 

Dendrogram using Average Linkage (Between Groups), klasifikovani su aspekti psihoticizma

 

Rescaled Distance Cluster Combine

 

C A S E      0         5        10        15        20        25

Label     Num  +---------+---------+---------+---------+---------+

 

shyz        2   ˛ű˛°

somatds     6   ˛¸ ¨˛˛˛°

par         3   ˛ű˛¸   ˇ

dep         4   ˛¸     ¨˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛°

ged         1   ˛˛˛˛˛ű˛˙                                         ˇ

magth       8   ˛˛˛˛˛¸ ˇ                                         ˇ

flataf      5   ˛˛˛˛˛˛˛¸                                         ˇ

absorp      7   ˛˛˛˛˛˛˛˛˛ű˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛˛¸

hypoman     9   ˛˛˛˛˛˛˛˛˛¸

 

A:

Tvrdnja

T(1) N(2) B(3) X(4)
F1 Ovde je primenjena optimalna kateterična parcijalna analiza.
F2 Metoda računanja udaljenosti između klastera koja je ovde primenjena za udaljenost između dva klastera proglaÜava udaljenosti između tačaka iz dva klastera koji su međusobno najudaljeniji.
F3 Metoda koja je ovde primenjena tretira (u ovom slučaju) varijable kao tačke u prostoru koji definiÜu ispitanici.
F4 Najmanja udaljenost je između varijabli par (paranoja ) i dep (depresija).
F5 Dendrogram iz ovog postupka je statistički značajan na nivou preko 0,25.
F6 Varijable koje su ubačene u proceduru grade dva jasna i vrlo udaljena klastera.
F7 U dvofaktorskom reÜenju Üizotipija (shyz) i magijsko miÜljenje (magth) nisu u istom klasteru.
F8 Distribucija varijable ged (opÜta izvrÜna disfunkcija) je normalna.
F9 Ovde je koriÜćena jedna vrsta udaljenosti Minkowskog.
F10 Kada bi računali korelacije dobili bi da je najveća korelacija između absorp i hypoman.