Пример 2 - сопоставление двух выборок по количественно измеряемому признаку
В данном варианте использования критерия мы сравниваем процент испытуемых в одной выборке, которые достигают определенного уровня значения признака, с процентом испытуемых, достигающих этого уровня в другой выборке.
В исследовании Г. А. Тлегеновой (1990) из 70 юношей - учащихся ПТУ в возрасте от 14 до 16 лет было отобрано по результатам обследования по Фрайбургскому личностному опроснику 10 испытуемых с высоким показателем по шкале Агрессивности и 11 испытуемых с низким показателем по шкале Агрессивности. Необходимо определить, различаются ли группы агрессивных и неагрессивных юношей по показателю расстояния, которое они спонтанно выбирают в разговоре с сокурсником. Данные Г. А. Тлегеновой представлены в Табл. 5.2. Можно заметить, что агрессивные юноши чаще выбирают расстояние в 50 см или даже меньше, в то время как неагрессивные юноши чаще выбирают расстояние, превышающее 50 см.
Теперь мы можем рассматривать расстояние в 50 см как критическое и считать, что если выбранное испытуемым расстояние меньше или равно 50 см, то "эффект есть", а если выбранное расстояние больше 50 см, то "эффекта нет". Мы видим, что в группе агрессивных юношей эффект наблюдается в 7 из 10, т. е. в 70% случаев, а в группе неагрессивных юношей - в 2 из 11, т. е. в 18,2% случаев. Эти процентные доли можно сопоставить по методу φ* , чтобы установить достоверность различий между ними.
Таблица 5.2
|
|
|
Показатели расстояния (в см), выбираемого агрессивными и неагрессивными юношами в разговоре с сокурсником (по данным Г.А. Тлегеновой, 1990)
|
| Группа 1: юноши с высокими показателями по шкале Агрессивности FPI-R[1] (n 1 =10) | Группа 2: юноши с низкими значениями по шкале Агрессивности FPI-R (n 2 =11) | |||
| d(c м ) | % доля | d(cM) | % доля | ||
| "Есть эффект" d≤50 см | 30 |
| |||
| 40 | 40 | ||||
| 45 | |||||
| 50 | 70% | 18,2% | |||
| 50 | |||||
| 50 | |||||
| 50 | |||||
| 50 | |||||
| "Нет эффекта" d>50 см | 65 |
| |||
| 70 | |||||
| 75 | |||||
| 75 | |||||
| 75 | |||||
| 75 | |||||
| 80 QO | 30% | . 81,8% | |||
| 100 | |||||
| 100 | |||||
| 100 | |||||
| 100 | |||||
| Суммы | 560 | 100% | 850 | 100% | |
| Средние | 5б:о | 77.3 |
| ||
Сформулируем гипотезы.
H0: Доля лиц, которые выбирают дистанцию d≤50 см, в группе агрессивных юношей не больше, чем в группе неагрессивных юношей.
|
|
|
H1: Доля лиц, которые выбирают дистанцию d≤50 см, в группе агрессивных юношей больше, чем в группе неагрессивных юношей. Теперь построим так называемую четырехклеточную таблицу.
Таблица 53
Четырехклеточная таблица для расчета критерия φ* при сопоставлении групп агрессивных (nf=10) и неагрессивных юношей (п2=11)
| Группы | "Есть эффект": d≤50 | "Нет эффекта". d>50 | Суммы | ||||
| Количество испытуемых | (% доля) | Количество испытуемых | (% доля) | ||||
| 1 группа -агрессивные юноши | 7 | (70%) | А | 3 | (30%) | Б | 10 |
| 2 группа -неагрессивные юноши | 2 | (180%) | В | 9 | (81,8%) | Г | и |
| Сумма | 9 | 12 | 21 | ||||
По Табл. XII Приложения 1 определяем величины φ, соответствующие процентным долям "эффекта" в каждой из групп.
Полученное эмпирическое значение φ* находится в зоне значимости.
Ответ: H0 отвергается. Принимается H1. Доля лиц, которые выбирают дистанцию в беседе меньшую или равную 50 см, в .группе агрессивных юношей больше, чем в группе неагрессивных юношей
На основании полученного результата мы можем сделать заключение, что более агрессивные юноши чаще выбирают расстояние менее полуметра, в то время как неагрессивные юноши чаще выбирают большее, чем полметра, расстояние. Мы видим, что агрессивные юноши общаются фактически на границе интимной (0—46 см) и личной зоны (от 46 см). Мы помним, однако, что интимное расстояние между партнерами является прерогативой не только близких добрых отношений, но и рукопашного боя (Hall E.T., 1959).
|
|
|
Пример 3 - сопоставление выборок и по уровню, и по распределению признака.
В данном варианте использования критерия мы вначале можем проверить, различаются ли группы по уровню какого-либо признака, а затем сравнить распределения признака в двух выборках. Такая задача может быть актуальной при анализе различий в диапазонах или форме распределения оценок, получаемых испытуемыми по какой-либо новой методике.
В исследовании Р. Т. Чиркиной (1995) впервые использовался опросник, направленный на выявление тенденции к вытеснению из памяти фактов, имен, намерений и способов действия, обусловленному личными, семейными и профессиональными комплексами. Опросник был создан при участии Е. В. Сидоренко на основании материалов книги 3. Фрейда "Психопатология обыденной жизни". Выборка из 50 студентов Педагогического института, не состоящих в браке, не имеющих детей, в возрасте от 17 до 20 лет, была обследована с помощью данного опросника, а также методики Менестера-Корзини для выявления интенсивности ощущения собственной недостаточности, или "комплекса неполноценности" (Manaster G. J., Corsini R. J., 1982).
|
|
|
Результаты обследования представлены в Табл. 5.4.
Можно ли утверждать, что между показателем энергии вытеснения, диагностируемым с помощью опросника, и показателями интенсивности, ощущения собственной недостаточности существуют какие-либо значимые соотношения?
Таблица 5.4
Показатели интенсивности ощущения собственной недостаточности в группах студентов с высокой (nj=18) и низкой (п2=24) энергией вытеснения
| Группа 1: энергия вытеснения от 19 до 31 балла (n 1=181 | Группа 2: энергия вытеснения от 7 до 13 баллов (n 2=24) | |
| 0; 0; 0; 0; 0
20; 20 30; 30; 30; 30; 30; 30; 30 50; 50 60; 60 | 0; 0 5; 5; 5; 5 10; 10; 10; 10; 10; 10 15; 15 20; 20; 20; 20 30; 30; 30; 30; 30; 30 | |
| Суммы Средние | 470 26,11 | 370 15,42 |
Несмотря на то, что средняя величина в группе с более энергичным вытеснением выше, в ней наблюдаются также и 5 нулевых значений. Если сравнить гистограммы распределения оценок в двух выборках, то между ними обнаруживается разительный контраст (Рис. 5.3).
Для сравнения двух распределений мы могли бы применить критерий χ 2 или критерий λ , но для этого нам пришлось бы укрупнять разряды, а кроме того, в обеих выборках n<30.
Критерий φ* позволит нам проверить наблюдаемый на графике эффект несовпадения двух распределений, если мы условимся считать, что "эффект есть", если показатель чувства недостаточности принимает либо очень низкие (0), либо, наоборот, очень высокие значения (S30), и что "эффекта нет", если показатель чувства недостаточности принимает средние значения, от 5 до 25.
Сформулируем гипотезы.
H0: Крайние значения показателя недостаточности (либо 0, либо 30 и более) в группе с более энергичным вытеснением встречаются не чаще, чем в группе с менее энергичным вытеснением.
H1:Крайние значения показателя недостаточности (либо 0, либо 30 и более) в группе с более энергичным вытеснением встречаются чаще, чем в группе с менее энергичным вытеснением.
Создадим четырехклеточную таблицу, удобную для дальнейшего расчета критерия φ*.
Таблица 5.5
Четырехклеточная таблица для расчета критерия φ*при сопоставлении групп с большей и меньшей энергией вытеснения по соотношению показателей недостаточности
| Группы | "Есть эффект": | "Нет эффекта": | Суммы | ||
| 1 группа | … | (…..%) | ….. | (…..%) | |
| 2 группа | … | (…..%) | …. | (….%) | |
| Суммы | |||||
По Табл. XII Приложения 1 определим величины ф, соответствующие сопоставляемым процентным долям:
Подсчитаем эмпирическое значение φ*:
Критические значения φ* при любых n 1 , n 2, как мы помним из предыдущего примера, составляют:
Табл. XIII Приложения 1 позволяет нам и более точно определить уровень значимости полученного результата: р<0,001.
Ответ: H0 отвергается. Принимается H1. Крайние значения показателя недостаточности (либо 0, либо 30 и более) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения.
Итак, испытуемые с большей- энергией вытеснения могут иметь как очень высокие (30 и более), так и очень низкие (нулевые) показатели ощущения собственной недостаточности. Можно предположить, что они вытесняют и свою неудовлетворенность, и потребность в жизненном успехе. Эти предположения нуждаются в дальнейшей проверке.
Полученный результат, независимо от его интерпретации, подтверждает возможности критерия φ* в оценке различий в форме распределения признака в двух выборках.
В мощных возможностях критерия φ* можно убедиться, подтвердив совершенно иную гипотезу при анализе материалов данного примера. Мы можем доказать, например, что в группе с большей энергией вытеснения показатель недостаточности все же выше, несмотря на парадоксальность его распределения в этой группе.
Сформулируем новые гипотезы.
H0Наиболее высокие значения показателя недостаточности (30 и более) в группе с большей энергией вытеснения встречаются не чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения.
H1: Наиболее высокие значения показателя недостаточности (30 и более) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения. Построим четырехпольную таблицу, используя данные Табл. 5.4.
Таблица 5.6
Четырехклеточная таблица для расчета критерия φ* при сопоставлении групп с большей и меньшей энергией вытеснения по уровню показателя недостаточности
| Группы | "Есть эффект"* показатель недостаточности больше или равен 30 | "Нет эффекта": показатель недостаточности меньше 30 | Суммы | ||
| 1 группа - с большей энергией вытеснения | 11 | (61,1%) | 7 | (38.9%) | 18 |
| 2 группа - с меньшей энергией вытеснения | 6 | (25.0%) | 18 | (75.0%) | 24 |
| Суммы | 17 | 25 | 42 | ||
По Табл. XIII Приложения 1 определяем, что этот результат соответствует уровню значимости р=0,008.
Ответ: Но отвергается. Принимается Hj: Наиболее высокие показатели недостаточности (30 и более баллов) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения (р=0,008).
Итак, нам удалось доказать и то, что в группе с более энергичным вытеснением преобладают крайние значения показателя недостаточности, и то, что больших своих значений этот показатель достигает именно в этой группе.
Теперь мы могли бы попробовать доказать, что в группе с большей энергией вытеснения чаще встречаются и более низкие значения показателя недостаточности, несмотря на то, что средняя величина в этой группе больше (26,11 против 15,42 в группе с меньшим вытеснением).
Сформулируем гипотезы.
H0: Самые низкие показатели недостаточности (нулевые) в группе с большей энергией вытеснения встречаются не чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения.
H1: Самые низкие показатели недостаточности (нулевые) встречаются в группе с большей энергией вытеснения чаще, чем в группе с менее энергичным вытеснением. Сгруппируем данные в новую четырехклеточную таблицу.
Таблица 5.7
Четырехклеточная таблица для сопоставления групп с разной энергией вытеснения по частоте нулевых значений показателя недостаточности
| Группы | "Есть эффект": показатель недостаточности равен 0 | "Нет эффекта" недостаточности | показатель не равен 0 | Суммы | |
| 1 группа - с большей энергией вытеснения | 5 | (27,8%) | 13 | (72,2%) | 18 |
| 1 группа - с меньшей энергией вытеснения | 2 | (8,3%) | 22 | (91,7%) | 24 |
| Суммы | 7 | 35 | 42 | ||
Определяем величины φ и подсчитываем значение φ*:
Ответ: H0 отвергается. Самые низкие показатели недостаточности (нулевые) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения (р<0,05).
В сумме полученные результаты могут рассматриваться как свидетельство частичного совпадения понятий комплекса у З.Фрейда и А.Адлера.
Существенно при этом, что между показателем энергии вытеснения и показателем интенсивности ощущения собственной недостаточности в целом по выборке получена положительная линейная корреляционная связь (р=+0,491, р<0,01). Как мы можем убедиться, применение критерия φ* позволяет проникнуть в более тонкие и содержательно значимые соотношения между этими двумя показателями.
АЛГОРИТМ 17
Расчет критерия φ*
1. Определить те значения признака, которые будут критерием для разделения испытуемых на тех, у кого "есть эффект" и тех, у кого "нет эффекта". Если признак измерен количественно, использовать критерий λ для поиска оптимальной точки разделения.
2. Начертить четырехклеточную таблицу из двух столбцов и двух строк. Первый столбец - "есть эффект"; второй столбец - "нет эффекта"; первая строка сверху - 1 группа (выборка); вторая строка - 2 группа (выборка).
3. Подсчитать количество испытуемых в первой группе, у которых "есть эффект", и занести это число в левую верхнюю ячейку таблицы.
4. Подсчитать количество испытуемых в первой выборке, у которых "нет эффекта", и занести это число в правую верхнюю ячейку таблицы. Подсчитать сумму по двум верхним ячейкам. Она должна совпадать с количеством испытуемых в первой группе.
5. Подсчитать количество испытуемых во второй группе, у которых "есть эффект", и занести это число в левую нижнюю ячейку таблицы.
6. Подсчитать количество испытуемых во второй выборке, у которых "нет эффекта", и занести это число в правую нижнюю ячейку таблицы. Подсчитать сумму по двум нижним ячейкам. Она должна совпадать с количеством испытуемых во второй группе (выборке).
7. Определить процентные доли испытуемых, у которых "есть эффект", путем отнесения их количества к общему количеству испытуемых в данной группе (выборке). Записать полученные процентные доли соответственно в левой верхней и левой нижней ячейках таблицы в скобках, чтобы не перепутать их с абсолютными значениями.
8. Проверить, не равняется ли одна из сопоставляемых процентных долей нулю. Если это так, попробовать изменить это, сдвинув точку разделения групп в ту или иную сторону. Если это невозможно или нежелательно, отказаться от критерия φ* и использовать критерий χ 2.
9. Определить по Табл. XII Приложения 1 величины углов φ для каждой из сопоставляемых процентных долей.
10. Подсчитать эмпирическое значение φ* по формуле:
где: φ1 - угол, соответствующий большей процентной доле;
φ2 - угол, соответствующий меньшей процентной доле;
n 1 - количество наблюдений в выборке 1;
n 2 - количество наблюдений в выборке 2.
11. Сопоставить полученное значение φ* с критическими значениями: φ* ≤1,64 (р<0,05) и φ* ≤2,31 (р<0,01).
Если φ*эмп ≤φ*кр. H0 отвергается.
При необходимости определить точный уровень значимости полученного φ*эмп по Табл. XIII Приложения 1.
Величины угла φ (в радианах) для разных процентных долей: φ=2arcsin√P
| %доля | %, последний десятичный знак | |||||||||
| 0 | 1 | 2 | з | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | |
| Значения φ=2 arcsin√P | ||||||||||
| 0,0 | 0,000 | 0,020 | 0,028 | 0,035 | 0,040 | 0,045 | 0,049 | 0,053 | 0,057 | 0,060 |
| 0,1 | 0,063 | 0,066 | 0,069 | 0,072 | 0,075 | 0,077 | 0,080 | 0,082 | 0,085 | 0,087 |
| 0,2 | 0,089 | 0,092 | 0,094 | 0 096 | 0.098 | 0,100 | 0,102 | 0,104 | 0,106 | 0,108 |
| 0.3 | 0,110 | 0,111 | 0,113 | 0,115 | 0,117 | 0,118 | 0,120 | 0,122 | 0,123 | 0,125 |
| 0,4 | 0,127 | 0,128 | 0,130 | 0,131 | 0,133 | 0,134 | 0,136 | 0,137 | 0,139 | 0,140 |
| 0,5 | 0,142 | 0,143 | 0.144 | 0,146 | 0,147 | 0,148 | 0,150 | 0,151 | 0,153 | 0,154 |
| 0,6 | 0,155 | 0,156 | 0,158 | 0,159 | 0,160 | 0,161 | 0,163 | 0,164 | 0,165 | 0,166 |
| 0,7 | 0,168 | 0,169 | 0,170 | 0,171 | 0,172 | 0,173 | 0,175 | 0,176 | 0,177 | 0,178 |
| 0,8 | 0,179 | 0,180 | 0,182 | 0,183 | 0,184 | 0,185 | 0,186 | 0,187 | 0,188 | 0,189 |
| 0,9 | 0,190 | 0,191 | 0,192 | 0,193 | 0,194 | 0,195 | 0,196 | 0,197 | 0,198 | 0,199 |
| 1 | 0,200 | 0,210 | 0,220 | 0,229 | 0,237 | 0,246 | 0,254 | 0,262 | 0,269 | 0,277 |
| 2 | 0,284 | 0,291 | 0,298 | 0,304 | 0,311 | 0,318 | 0,324 | 0,330 | 0.336 | 0,342 |
| 3 | 0,348 | 0,354 | 0,360 | 0,365 | 0,371 | 0,376 | 0,382 | 0,387 | 0,392 | 0,398 |
| 4 | 0,403 | 0,408 | 0,413 | 0,418 | 0,423 | 0,428 | 0,432 | 0,437 | 0,442 | 0,446 |
| 5 | 0,451 | 0,456 | 0,460 | 0,465 | 0,469 | 0,473 | 0,478 | 0,482 | 0.486 | 0,491 |
| 6 | 0,495 | 0,499 | 0,503 | 0,507 | 0,512 | 0,516 | 0,520 | 0,524 | 0,528 | 0,532 |
| 7 | 0,536 | 0,539 | 0,543 | 0,547 | 0,551 | 0,555 | 0,559 | 0,562 | 0,566 | 0,570 |
| 8 | 0,574 | 0,577 | 0,581 | 0,584 | 0,588 | 0,592 | 0,595 | 0,599 | 0,602 | 0,606 |
| 9 | 0,609 | 0,613 | 0,616 | 0,620 | 0,623 | 0,627 | 0,630 | 0.633 | 0,637 | 0,640 |
| 10 | 0,644 | 0,647 | 0,650 | 0,653 | 0,657 | 0,660 | 0,663 | 0,666 | 0,670 | 0,673 |
| 11 | 0,676 | 0,679 | 0,682 | 0,686 | 0,689 | 0,692 | 0,695 | 0,698 | 0,701 | 0,704 |
| 12 | 0,707 | 0,711 | 0,714 | 0,717 | 0,720 | 0,723 | 0,726 | 0,729 | 0,732 | 0,735 |
| 13 | 0,738 | 0,741 | 0,744 | 0,747 | 0,750 | 0,752 | 0,755 | 0,758 | 0,761 | 0,764 |
| 14 | 0,767 | 0,770 | 0,773 | 0,776 | 0,778 | 0,781 | 0,784 | 0.787 | 0,790 | 0.793 |
| 15 | 0,795 | 0,798 | 0,801 | 0,804 | 0,807 | 0,809 | 0,812 | 0,815 | 0,818 | 0,820 |
| 16 | 0,823 | 0,826 | 0,828 | 0,831 | 0,834 | 0,837 | 0,839 | 0,842 | 0,845 | .0,847 |
| 17 | 0,850 | 0,853 | 0,855 | 0,858 | 0.861 | 0.863 | 0,866 | 0,868 | 0,871 | 0,874 |
| 18 | 0,876 | 0,879 | 0,881 | 0,884 | 0.887 | 0,889 | 0,892 | 0,894 | 0,897 | 0,900 |
| 19 | 0,902 | 0,905 | 0,907 | 0,910 | 0,912 | 0.915 | 0,917 | 0,920 | 0,922 | 0,925 |
| 20 | 0,927 | 0,930 | 0,932 | 0,935 | 0,937 | 0,940 | 0,942 | 0,945 | 0,947 | 0,950 |
| 21 | 0,952 | 0,955 | 0,957 | 0,959 | 0,962 | 0,964 | 0,967 | 0,969 | 0,972 | 0,974 |
| 22 | 0.976 | 0,979 | 0,981 | 0,984 | 0,986 | 0,988 | 0,991 | 0,993 | 0,996 | 0,998 |
| 23 | 1,000 | 1.003 | 1,005 | 1,007 | 1,010 | 1,012 | 1,015 | 1.017 | 1,019 | 1,022 |
| 24 | 1.024 | 1,026 | 1,029 | 1.031 | 1,033 | 1.036 | 1,038 | 1,040 | 1,043 | 1,045 |
| 25 | 1,047 | 1,050 | 1.052 | 1,054 | 1,056 | 1,059 | 1,061 | 1,063 | 1,066 | 1,068 |
| 26 | 1070 | 1,072 | 1,075 | 1,077 | 1,079 | 1,082 | 1,084 | 1,086 | 1,088 | 1,091 |
| 27 | 1,093 | 1095 | 1,097 | 1,100 | 1,102 | 1,104 | 1,106 | 1.109 | 1,111 | 1,113 |
| 28 | 1,115 | 1,117 | 1,120 | 1,122 | 1,124 | 1,126 | 1,129 | 1,131 | 1,133 | 1,135 |
| 29 | 1,137 | 1,140 | 1,142 | 1,144 | 1,146 | 1,148 | 1,151 | 1,153 | 1,155 | 1,157 |
| 30 | 1,159 | 1.161 | 1,164 | 1,166 | 1,168 | 1,170 | 1,172 | 1,174 | 1,177 | 1,179 |
Продолжение
| %доля | %, последний десятичный знак | |||||||||||||
| 0 | 1 | 2 | з | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | |||||
| Значения φ=2 arcsin√P | ||||||||||||||
| 31 | 1,182 | 1,183 | 1,185 | 1,187 | 1,190 | 1,192 | 1,194 | 1,196 | 1,198 | 1,200 | ||||
| 32 | 1,203 | 1,205 | 1.207 | 1,209 | 1,211 | 1,213 | 1,215 | 1,217 | 1,220 | 1,222 | ||||
| 33 | 1,224 | 1,226 | 1,228 | 1,230 | 1,232 | 1,234 | 1,237 | 1,239 | 1,241 | 1,243 | ||||
| 34 | 1,245 | 1,247 | 1,249 | 1,251 | 1,254 | 1,256 | 1,258 | 1,260 | 1,262 | 1,264 | ||||
| 35 | 1,266 | 1.268 | 1,270 | 1,272 | 1.274 | 1,277 | 1,279 | 1,281 | 1,283 | 1,285 | ||||
| 36 | 1,287 | 1,289 | 1,291 | 1,293 | 1,295 | 1,297 | 1,299 | 1,302 | 1,304 | 1,306 | ||||
| 37 | 1,308 | 1,310 | 1,312 | 1,314 | 1,316 | 1,318 | 1,320 | 1,322 | 1,324 | 1,326 | ||||
| 38 | 1,328 | 1,330 | 1,333 | 1,335 | 1,337 | 1,339 | 1,341 | 1,343 | 1,345 | 1,347 | ||||
| 39 | 1,349 | 1,351 | 1,353 | 1,355 | 1,357 | 1,359 | 1,361 | 1,363 | 1,365 | 1,367 | ||||
| 40 | 1,369 | 1,371 | 1,374 | 1,376 | 1,378 | 1,380 | 1,382 | 1,384 | 1,386 | 1,388 | ||||
| 41 | 1,390 | 1,392 | 1,394 | 1,396 | 1,398 | 1,400 | 1,402 | 1,404 | 1,406 | 1,408 | ||||
| 42 | 1,410 | 1,412 | 1,414 | 1,416 | 1.418 | 1,420 | 1,422 | 1,424 | 1,426 | 1,428 | ||||
| 43 | 1,430 | 1,432 | 1,434 | 1,436 | 1,438 | 1,440 | 1,442 | 1,444 | 1,446 | 1,448 | ||||
| 44 | 1,451 | 1,453 | 1,455 | 1,457 | 1,459 | 1,461 | 1,463 | 1,465 | 1,467 | 1,469 | ||||
| 45 | 1,471 | 1,473 | 1,475 | 1,477 | 1,479 | 1,481 | 1,483 | 1,485 | 1,487 | 1,489 | ||||
| 46 | 1,491 | 1.493 | 1,495 | 1,497 | 1,499 | 1,501 | 1,503 | 1,505 | 1,507 | 1,509 | ||||
| 47 | 1,511 | 1,513 | 1,515 | 1,517 | 1,519 | 1,521 | 1,523 | 1,525 | 1,527 | 1,529 | ||||
| 48 | 1,531 | 1,533 | 1.535 | 1,537 | 1,539 | 1,541 | 1,543 | 1,545 | 1.547 | 1,549 | ||||
| 49 | 1,551 | 1,553 | 1,555 | 1,557 | 1,559 | 1,561 | 1,563 | 1,565 | 1.567 | 1,569 | ||||
| 50 | 1,571 | 1,573 | 1,575 | 1,577 | 1,579 | 1,581 | 1,583 | 1,585 | 1,587 | 1,589 | ||||
| 51 | 1,591 | 1,593 | 1,595 | 1,597 | 1,599 | 1,601 | 1,603 | 1,605 | 1,607 | 1,609 | ||||
| 52 | 1,611 | 1,613 | 1,615 | 1,617 | 1,619 | 1,621 | 1,623 | 1,625 | 1,627 | 1,629 | ||||
| 53 | 1,631 | 1,633 | 1,635 | 1,637 | 1,639 | 1,641 | 1,643 | 1,645 | 1,647 | 1,649 | ||||
| 54 | 1,651 | 1,653 | 1,655 | 1,657 | 1,659 | 1,661 | 1,663 | 1,665 | 1,667 | 1,669 | ||||
| 55 | 1.671 | 1,673 | 1,675 | 1,677 | 1,679 | 1,681 | 1,683 | 1,685 | 1,687 | 1,689 | ||||
| 56 | 1,691 | 1,693 | 1,695 | 1,697 | 1,699 | 1,701 | 1,703 | 1,705 | 1,707 | 1,709 | ||||
| 57 | 1,711 | 1,713 | 1,715 | 1,717 | 1,719 | 1,721 | 1,723 | 1,725 | 1.727 | 1,729 | ||||
| 58 | 1,731 | 1.734 | 1,736 | 1,738 | 1,740 | 1,742 | 1,744 | 1,746 | 1.748 | 1,750 | ||||
| 59 | 1,752 | 1,754 | 1,756 | 1,758 | 1,760 | 1,762 | 1,764 | 1,766 | 1.768 | 1,770 | ||||
| 60 | 1,772 | 1,774 | 1,776 | 1,778 | 1,780 | 1,782 | 1,784 | 1,786 | 1,789 | 1,791 | ||||
| 61 | 1,793 | 1,795 | 1,797 | 1,799 | 1,801 | 1,803 | 1,805 | 1,807 | 1,809 | 1,811 | ||||
| 62 | 1,813 | 1,815 | 1,817 | 1,819 | 1,821 | 1,823 | 1,826 | 1,828 | 1,830 | 1,832 | ||||
| 63 | 1,834 | 1,836 | 1,838 | 1,840 | 1,842 | 1,844 | 1,846 | 1,848 | 1,850 | 1,853 | ||||
| 64 | 1,855 | 1,857 | 1,859 | 1,861 | 1.863 | 1,865 | 1,867 | 1,869 | 1.871 | 1,873 | ||||
| 65 | 1.875 | 1,878 | 1,880 | 1,882 | 1,884 | 1,886 | 1,888 | 1,890 | 1.892 | 1,894 | ||||
| 66 | 1,897 | 1,899 | 1,901 | 1,903 | 1,905 | 1,907 | 1,909 | 1,911 | 1.913 | 1,916 | ||||
| 67 | 1,918 | 1,920 | 1,922 | 1,924 | 1,926 | 1,928 | 1,930 | 1,933 | 1.935 | 1,937 | ||||
| 68 | 1,939 | 1.941 | 1,943 | 1,946 | 1,948 | 1,950 | 1,952 | 1,954 | 1,956 | 1,958 | ||||
| 69 | 1,961 | 1,963 | 1,965 | 1,967 | 1.969 | 1,971 | 1,974 | 1,976 | 1,978 | 1,980 | ||||
| 70 | 1,982 | 1,984 | 1,987 | 1,989 | 1,991 | 1,993 | 1,995 | 1,998 | 2,000 | 2,002 | ||||
| 71 | 2.004 | 2,006 | 2,009 | 2,011 | 2.013 | 2,015 | 2,018 | 2,020 | 2,022 | 2.024 | ||||
| 72 | 2,026 | 2,029 | 2,031 | 2,033 | 2,035 | 2,038 | 2,040 | 2,042 | 2,044 | 2,047 | ||||
| 73 | 2,049 | 2,051 | 2,053 | 2,056 | 2,058 | 2,060 | 2,062 | 2,065 | 2,067 | 2,069 | ||||
| 74 | 2,071 | 2,074 | 2,076 | 2,078 | 2,081 | 2,083 | 2,085 | 2,087 | 2,090 | 2,092 | ||||
| 75 | 2,094 | 2,097 | 2,099 | 2,101 | 2,104 | 2,106 | 2,108 | 2,111 | 2,113 | 2.115 | ||||
| 76 | 2,118 | 2,120 | 2,122 | 2,125 | 2,127 | 2,129 | 2,132 | 2.134 | 2,136 | 2,139 | ||||
| 77 | 2,141 | 2,144 | 2,146 | 2.148 | 2,151 | 2,153 | 2,156 | 2,158 | 2,160 | 2,163 | ||||
| 78 | 2,165 | 2,168 | 2,170 | 2,172 | 2,175 | 2,177 | 2.180 | 2.182 | 2,185 | 2,187 | ||||
| 79 | 2,190 | 2,192 | 2,194 | 2.197 | 2,199 | 2,202 | 2,204 | 2,207 | 2,209 | 2,212 | ||||
| 80 | 2,214 | 2,217 | 2,219 | 2,222 | 2,224 | 2,227 | 2,229 | 2,231 | 2,234 | 2,237 | ||||
Окончание
| %доля | % последний десятичные знак | |||||||||
| 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | |
| Значения φ=2-arcsin√p |
| |||||||||
| 81 82 83 84 . 85 86 87 88 89 90 | 2,240 2,265 2,292 2319 2.346 2375 2.404 2,434 2.465 2.498 | 2.242 2.268 2.294 2321 2,349 2,377 2,407 2,437 2.469 2.501 | 2.245 2.271 2,297 2.324 2,352 2,380 2.410 2.440 2.472 2.505 | 2.247 2.273 2.300 2.327 2.355 2,383 2.413 2,443 2.475 2.508 | 2.250 2.276 2.302 2.330 2357 2,386 2,416 2.447 2.478 2.512 | 2.252 2,278 2,305 2,332 2,360 2.389 2,419 2,450 2,482 2.515 | 2,255 2.281 2,308 2.335 2,363 2.392 2.422 2.453 2.485 2,518 | 2,258 2.284 2.3 Ю 2.338 2.366 2.395 2,425 2,456 2.488 2.522 | 2,260 2.286 2,313 2.341 2,369 2.398 2.428 2,459 2,491 2.525 | 2.263 2,289 2,316 2,343 2372 2,401 2,431 2.462 2.495 2.529 |
| 91 92 93 94 95 96 97 98 99.0 | 2.532 2.568 2.606 2.647 2.691 2.739 2.793 2.858 2.941 | 2.536 2.572 2.610 2.651 2.295 2.744 2.799 2.865 2.942 | 2.539 2.575 2.614 2.655 2.700 2.749 2.805 2.872 2.943 | 2.543 2.579 2.618 2.659 2.705 2.754 2.811 2.880 2.944 | 2.546 2.583 2.622 2.664 2.709 2.760 2.818 2.888 2.945 | 2.550 2.587 2 626 2.668 2.714 2.765 2.824 2.8% 2.946 | 2.554 2.591 2.630 2.673 2.719 2.771 2.830 2.904 2.948 | 2.557 2.594 2.634 2.677 2.724 2.776 2.837 2.913 2.949 | 2.561 2.598 2.638 2.681 2.729 2.782 2.844 2.922 2.950 | 2 564 2.602 2.642 2.686 2.734 2.788 2.851 2.931 2.951 |
| 99.1 99.2 99.3 99.4 99.5 99.6 99.7 99.8 99,9 100 | 2.952 2.963 2.974 2.987 3.000 3.015 3.032 3.052 3.078 3.142 | 2.953 2.964 2.975 2.988 3.002 3.017 3.034 3.054 3.082 | 2.954 2.965 2.976 2.989 3.003 3.018 3,036 3.057 3.085 | 2.955 2.966 2.978 2.990 3.004 3.020 3.038 3.059 3.089 | 2.956 2.967 2.979 2.992 3.006 3.022 3.040 3.062 3.093 | 2.957 2.968 2,980 2.993 3.007 3.023 3.041 3.064 3.097 | 2.958 2.969 2.981 2.995 3.009 3.025 3.044 3.067 3.101 | 2.959 2.971 2.983 2.996 3.010 3.027 3.046 3.069 3.107 | 2.960 2.972 2.984 2.997 3.012 3.028 3.048 3.072 3.113 | 2.961 2.973 2.985 2.999 3.013 3.030 3.050 3,075 3.122 |
Уровни статистической значимости разных значений
критерия ф* Фишера По полученному значению ф*эмп определяется уровень значимости различий процентных долей.
| р равно или | р равно или меньше (последний десятичный знак) | |||||||||||||
| 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | |||||
| меньше |
| |||||||||||||
| 0,00 | 2,91 | 2,81 | 2,70 | 2,62 | 2,55 | 2,49 | 2,44 | 2,39 | 2,35 |
| ||||
| 0,01 | 2.31 | 2,28 | 2,25 | 2,22 | 2,19 | 2,16 | 2,14 | 2,11 | 2,09 | 2,07 | ||||
| 0,02 | 2,05 | 2,03 | 2.01 | 1.99 | 1,97 | 1,96 | 1.94 | 1.92 | 1,91 | 1,89 | ||||
| 0,03 | 1,88 | 1,86 | 1,85 | 1,84 | 1,82 | 1,81 | 1.80 | 1.79 | 1,77 | 1,76 | ||||
| 0,04 | 1.75 | 1.74 | 1,73 | 1,72 | 1,71 | 1,70 | 1.68 | 1,67 | 1,66 | 1,65 | ||||
| 0,05 | 1,64 | 1,64 | 1,63 | 1,62 | 1.61 | 1,60 | 1.59 | 1,58 | 1.57 | 1,56 | ||||
| 0,06 | 1.56 | 1.55 | 1,54 | 1,53 | 1.52 | 1,52 | 1,51 | 1,50 | 1,49 | 1,48 | ||||
| 0,07 | 1,48 | 1,47 | 1,46 | 1,46 | 1,45 | 1,44 | 1.43 | 1.43 | 1,42 | 1,41 | ||||
| 0,08 | 1.41 | 1,40 | 1,39 | 1,39 | 1,38 | 137 | 137 | 1,36 | 1,36 | 135 | ||||
| 0,09 | 1,34 | 1,34 | 1,33 | 1,32 | 132 | 131 | 1.31 | 1,30 | 1,30 | 1,29 | ||||
| 0,10 | 1,29 |
| ||||||||||||
[1] FPI-R - Фрайбургский личностный опросник
Дата добавления: 2019-03-09; просмотров: 149; Мы поможем в написании вашей работы! |
Мы поможем в написании ваших работ!