Statistiek 2
This presentation is the property of its rightful owner.
Sponsored Links
1 / 50

Statistiek 2 PowerPoint PPT Presentation


  • 104 Views
  • Uploaded on
  • Presentation posted in: General

Statistiek 2. Hoofdstuk 7: Variantieanalyse hoofdstuk 7. type AV?. aantal OV?. type OV?. hoeveel populaties?. categorieën afhankelijk?. parametrisch. non-parametrisch. chi-square goodness of fit. one sample t-test / z-test. 1. niet in dit boek. independent t-test / z-test.

Download Presentation

Statistiek 2

An Image/Link below is provided (as is) to download presentation

Download Policy: Content on the Website is provided to you AS IS for your information and personal use and may not be sold / licensed / shared on other websites without getting consent from its author.While downloading, if for some reason you are not able to download a presentation, the publisher may have deleted the file from their server.


- - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - E N D - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - - -

Presentation Transcript


Statistiek 2

Statistiek 2

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse

hoofdstuk 7


Statistiek 2

type AV?

aantal OV?

type OV?

hoeveel populaties?

categorieën afhankelijk?

parametrisch

non-parametrisch

chi-square goodness of fit

one sample t-test /

z-test

1

niet in dit boek

independent t-test /

z-test

Rank-sum

onafh.

nominaal

2

afh.

dependentt-test

Signed-ranks

1

onafh.

oneway ANOVA

Kruskal-Wallis

> 2

afh.

repeatedmeasures ANOVA

Friedman’s ANOVA

interval/

ordinaal

Pearsoncorrelation

Spearmancorrelation

interval/

ordinaal

onafh.

n-way ANOVA

nominaal

afh.

repeatedmeasures ANOVA

gemengd

mixed design ANOVA

interval

> 1

multiple regression

gemengd

multiple regression

chi-square goodness of fit

1

onafh.

nominaal/ ordinaal

nominaal

1

≥ 2

onafh.

Pearsonchi-square

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Vandaag

Vandaag

Variantieanalyse: oneway ANOVA

& Kruskal-Wallis


Variantieanalyse

Variantieanalyse

Tot nu toe bij hypothesetoetsing:

t-toets en z-toets voor verschil tussen 2 gemiddelden

- hebben mensen die therapie A gevolgd hebben minder angst dan mensen die therapie B gevolgd hebben?

- besteden jongens en meisjes evenveel tijd aan huiswerk?

-> telkens 1 OV (vb. therapie, geslacht) met telkens 2 waarden

-> telkens 1 AV (vb. angst, tijd)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse1

Variantieanalyse

Ook mogelijk: toetsen voor verschillen tussen meer dan 2 gemiddelden

- is er een verschil in het welbevinden van kinderen met ouders die autoritair, autoritatief of permissief opvoeden?

-> telkens 1 OV (vb. opvoedingsstijl) met telkens meer dan 2 waarden (vb. 3)

-> telkens 1 AV (vb. welbevinden)

eenwegs (‘one way’) variantie-analyse (‘ANOVA’)

Bij twee OV: tweewegs (‘two way’) variantie analyse (zie volgende les)

Bij meer dan één AV: MANOVA (niet in Statistiek II)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse2

Variantieanalyse

1. Toetsingssituatie

Is er een verschil in gemiddelde tussen groep a, b, c, … op variabele Y?

of

Is er een effect van variabele X (met niveau’s a, b, c,..) op variabele Y?

en:

Indien er een effect is, tussen welke groepen is er een verschil? (= post hoc toetsing)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse3

Variantieanalyse

2. Voorwaarden

  • AV is gemeten op intervalniveau

  • OV wordt als nominaal beschouwd (ook al is OV soms ordinaal)

  • scores van AV zijn in elke populatie normaal verdeeld of aantal deelnemers is in elke populatie groter dan 30

  • varianties in populaties zijn gelijk (homogeniteit)

  • onafhankelijke steekproeven

    Assumptie van normaliteit en homogeniteit minder strikt bij gelijke steekproeven

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse4

Variantieanalyse

3. Hypothesen

H0: alle populatiegemiddelden zijn aan elkaar gelijk:

µa = µb = µc = … = µj als er J populaties zijn

H1: minstens twee populatiegemiddelden zijn niet gelijk aan elkaar

µj ≠ µj’ voor minstens één paar van j en j’

Dus H1 is NIET µa ≠ µb ≠ µc ≠… ≠ µj

H0 wordt getoetst door gebruik te maken van varianties:

De tussen-groeps-variantie of between-groups variance

mean square between (MSb)

De binnen-groeps-variantie of within-groups variance

mean square within (MSw)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse5

Variantieanalyse

Within groups

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse6

Variantieanalyse

Between groups

Within groups

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse7

Variantieanalyse

Wanneer de verschillen tussen groepsgemiddelden groter worden en de verschillen binnen elke groep ongeveer hetzelfde blijven wordt de between-groupsvariantie groter ten opzichte van de within-groupsvarianties.

Dus: de verhouding between-groupsvariantie/within-groupsvariantie zegt iets over het verschil tussen groepsgemiddelden.

Between groups

Within groups

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse8

Variantieanalyse

MSw = verschillen te wijten aan verschillen tussen personen binnen dezelfde groep

= inter-individuele verschillen die niet te wijten zijn aan het effect van de OV

= foutenvariantie (varfout)

MSb = variantie van groepsgemiddelden + variantie van scores rondom groepsgemiddelden

= variantie van de effecten van OV (vareffect) + foutenvariantie (varfout)

MSw = varfout

MSb = vareffect + varfout

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse9

Variantieanalyse

MSb= vareffect + varfout

MSw = varfout

-> ALS H0 waar is, dwz. vareffect zeer klein is of gelijk is aan 0

DAN: MSb = MSw of MSb / MSw = 1

-> ALS H0 niet waar is, dwz. vareffect verschilt van 0

DAN: MSb > MSw of MSb / MSw > 1

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse10

Variantieanalyse

4. Toetsingsgrootheid

Df b = J – 1 (J =aantal groepen)

Df w = N – J (N = totaal aantal waarnemingen; J = aantal groepen)

Kansverdeling: F-verdeling (zie bijlage)

Vb.

Met df b = 3 – 1 = 2 en df w = 27 – 3 = 24

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse11

Variantieanalyse

5. Beslissingsregels

a. Overschrijdingskansen (niet in tabel)

Is P r (F) ≤ α ?

ja, verwerp H0

neen, verwerp H0 niet

Vb. P r (F = 7.13) = 0.0037 voordf b = 2 , df w= 24

P r (= 0.0037) < 0.05 dus H0 verwerpen

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse12

Variantieanalyse

b. kritiekewaarden

Is F ≥ kritieke F waardebij

df teller = df b = J – 1ja, verwerp H0

dfnoemer = df w = N - J neen, verwerp H0 niet

kritieke F waardedf b = 2 , df w= 24 bij alpha = 0.05 = 3.4 (zietabel)

F (7.13) > Fkritiek (3.4) dus H0 verwerpen

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse13

Variantieanalyse

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse14

Variantieanalyse

Wanneer H0 verworpen is weten we dat minstens 2 groepen verschillen mbt. hun gemiddelde

-> welke groepen?

= post-hoc toetsing

We zouden via t-toetsen elk paar van groepen met elkaar kunnen vergelijken (vb. groep 1-2, 2-3, 1-3). Bij elke t-toets gebruiken we een α = 0.05. Probleem: door herhaaldelijk t-toetsen uit te voeren neemt de fout van de 1e soort toe.

Oplossing: bij posthoc toetsing corrigeren voor deze hogere kans op fouten van de 1e soort.

>> Bonferroni correctie: wanneer we drie groepen vergelijken, alleen besluiten dat er een significant verschil is als P ≤ 0.05/3 (ipv. 0.05)

(andere mogelijke correcties: Tukey, Scheffé,...)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse15

Variantieanalyse

Post-hoc toetsing in SPSS:

SPSS output houdt al rekening met deze correctie; dus de P waarden zijn al gecorrigeerd.

Als P ≤ 0.05 dan is er een significant verschil tussen beide groepen

vb. enkel significant verschil ts. Groep 1-3

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse16

Variantieanalyse

Voorbeeld ANOVA in SPSS: stressreductie door chocolade bij dansers

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Variantieanalyse17

Variantieanalyse

6. Effectgrootte

7. Rapportering

Er was een significant effect van chocolade op het stressniveau van de dansers, F(2, 99) = 3.14, p = .048, r = .24 . De dansers die geen chocolade aten rapporteerden een hoger stressniveau (M = 65.5, SD = 10.54) dan dansers die twee repen chocolade aten (M = 59.12, SD = 12.27). Het stressniveau van de dansers die één reep chocolade aten (M = 61.32, SD = 8.95) verschilde niet significant van de andere condities.

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Statistiek 2

type AV?

aantal OV?

type OV?

hoeveel populaties?

categorieën afhankelijk?

parametrisch

non-parametrisch

chi-square goodness of fit

one sample t-test /

z-test

1

niet in dit boek

independent t-test /

z-test

Rank-sum

onafh.

nominaal

2

afh.

dependentt-test

Signed-ranks

1

onafh.

oneway ANOVA

Kruskal-Wallis

> 2

afh.

repeatedmeasures ANOVA

Friedman’s ANOVA

interval/

ordinaal

Pearsoncorrelation

Spearmancorrelation

interval/

ordinaal

onafh.

n-way ANOVA

nominaal

afh.

repeatedmeasures ANOVA

gemengd

mixed design ANOVA

interval

> 1

multiple regression

gemengd

multiple regression

chi-square goodness of fit

1

onafh.

nominaal/ ordinaal

nominaal

1

≥ 2

onafh.

Pearsonchi-square


Variantieanalyse two way anova

Variantieanalyse: twoway ANOVA


Tweewegs variantieanalyse

tweewegs-variantieanalyse

Eénwegs-variantie analyse

-> 1 OV met meer dan twee waarden

-> 1 AV

is er een verschil in het welbevinden van kinderen met ouders die autoritair, autoritatief, of permissief opvoeden?

Tweewegs-variantie analyse (of: tweefactor-variantie analyse)

-> 2 OV

-> 1 AV

wat is het effect van drie verschillende lesmethoden en het geslacht van de leerling op de studieresultaten van leerlingen? = 3 X 2 ANOVA

= k x r factorieel design met k = aantal niveaus OV1, r = aantal niveaus OV2

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse1

tweewegs-variantieanalyse

Twee vragen:

1. vraag over hoofdeffect van elke OV op AV

2. vraag over interactie-effect tussen OV1 en OV2 op AV

hoe hebben de twee OV’s samen in combinatie een effect op AV?

is het effect van de ene OV op AV anders naargelang het niveau van de andere OV?

- is het effect van ses op toekomstbeeld anders voor jongens dan voor meisjes?

- is het effect van chocolade op stressreductie anders voor beginners dan voor gevorderden?

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse2

tweewegs-variantieanalyse

1. Toetsingssituatie

a. Is er een effect van variabele A (met niveaus a1, a2, …) op variabele Y?

b. Is er een effect van variabele B (met niveaus b1, b2, …) op variabele Y?

= 2 hoofdeffecten

c. Is het effect van variabele A anders naargelang het niveau van variabele B (of omgekeerd)? Wat is het effect van de combinatie van A en B op Y?

= interactie-effect tussen A en B

d. Indien er een hoofdeffect is van A, tussen welke groepen van A is er een verschil?

e. Indien er een hoofdeffect is van B, tussen welke groepen van B is er een verschil?

= post hoc toetsing

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse3

tweewegs-variantieanalyse

2. Voorwaarden

  • AV is gemeten op intervalniveau

  • OV’s worden als nominaal beschouwd (ook al is OV soms ordinaal)

  • scores van AV zijn in alle populaties normaal verdeeld

  • varianties in populaties zijn gelijk (F-toets of Levene’s toets)

  • onafhankelijke steekproeven

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse4

tweewegs-variantieanalyse

3. Hypothesen

Wat is het effect van ses en geslacht op de toekomstverwachting van jongeren?

OV1 (A) = ses (laag, midden, hoog)

OV2 (B) = geslacht (jongens, meisje)

AV = toekomstbeeld score ts. -10 en +10

-> 3 x 2 design (dus 6 populaties - zie les 2: waarden van OV bepalen aantal populaties)

a. Is er een hoofdeffect van variabele A (met i niveaus)?

H0: alle populatiegemiddelden van A zijn aan elkaar gelijk

µ1 = µ2 = µ3 = … = µi als er I groepen zijn van A

H1: minstens twee populatiegemiddelden zijn niet gelijk aan elkaar

µi ≠ µi’ voor minstens één paar van i en i’

Of in termen van varianties H0: σ²A = σ²W of σ²A / σ²W = 1

H1: σ²A > σ²W of σ²A / σ²W > 1

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse5

tweewegs-variantieanalyse

b. Is er een hoofdeffect van variabele B (met j niveaus)?

H0: alle populatiegemiddelden van B zijn aan elkaar gelijk

µ1 = µ2 = µ3 = … = µj als er J groepen zijn van B

H1: minstens twee populatiegemiddelden zijn niet gelijk aan elkaar

µj ≠ µj’ voor minstens één paar van j en j’

Of in termen van varianties H0: σ²B = σ²W of σ²B / σ²W = 1

H1: σ²B > σ²W of σ²B / σ²W > 1

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse6

tweewegs-variantieanalyse

c. Is er een interactie-effect van variabele AxB ?

H0: alle populatiegemiddelden van combinatie AxB zijn aan elkaar gelijk: µ11 = µ12 = … = µij als er I x J groepen zijn

H1: minstens twee populatiegemiddelden zijn niet gelijk aan elkaar

µij ≠ µi’j’ voor minstens één paar van ij en i’j’

Of in termen van variantiesH0: σ²AxB = σ²W of σ²AXB / σ²W = 1

H1: σ²AXB > σ²W of σ²AXB / σ²W > 1

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse7

tweewegs-variantieanalyse

4. Toetsingsgrootheid

4.1 F toets voor hoofdeffect van A

met dfA = I – 1 (I = aantal niveaus van A)

met dfW = N – (I x J) (N = totaal aantal )

vb. FA = 10/2.02 = 4.95 met dfA = 2 dfW = 24

4.2 F toets voor hoofdeffect van B

met dfB = J – 1 (J = aantal niveaus van B)

met dfW = N – (I x J) (N = totaal aantal )

vb. FB = 0.53/2.02 = 0.26 met dfB = 1 dfW = 24

4.3 F toets voor interactie-effect van AxB

met dfAxB = (I - 1). (J – 1)

met dfW = N – (I x J) (N = totaal aantal)

vb. FAxB = 30.54/2.02 = 15.12 met dfAxB = 2 dfW = 24

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse8

tweewegs-variantieanalyse

5. Beslissingsregels

a. Overschrijdingskansen

Is P r (F) ≤ α?

ja, verwerp H0

neen, verwerp H0 niet

>> overschrijdingskans per mogelijk effect (hoofd / interactie) in ANOVA-tabel SPSS

b. Kritieke waarden

Ook mogelijk via tabel met F-waarden.

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse9

tweewegs-variantieanalyse

significant hoofdeffect ses: jongens en meisjes samengenomen is er een effect van ses

geen significant hoofdeffect geslacht: 3 ses niveaus samengenomen is er geen significant verschil tussen j en m

een interactie-effect: het verschil ts. j en m is niet hetzelfde voor alle niveaus van ses

>> post-hoc toetsing nodig om te weten tussen welke groepen er een verschil is. (SPSS)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse10

tweewegs-variantieanalyse

interactie-effect: het verschil ts. jongens en meisjes is niet hetzelfde voor alle niveaus van ses (lijnen lopen niet parallel)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse11

tweewegs-variantieanalyse

Post hoc analyse bij two-way ANOVA:

Zie post-hoc bij one-way ANOVA: niveaus binnen 1 OV vergelijken.

(overbodig als er maar 2 niveaus zijn – bv. geslacht. Kijk dan naar gemiddeldentabel)

Om alle cellen paarsgewijs te vergelijken: simple effects – enkel met SPSS syntax (zie boek p. 163)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse12

tweewegs-variantieanalyse

Interpretatie resultaten ANOVA: via plots van gemiddelden per groep - 4 alternatieve hypothetischesituaties (hier geïdealiseerd):

1. Eén hoofdeffect en geen interactie-effect

- geen hoofdeffect ses: geen verschil ts. laag-midden-hoog groep wanneer j en m samennemen

- wel hoofdeffect geslacht: j scoren hoger dan m wanneer 3 ses groepen samennemen

- geen interactie-effect: het verschil ts. j en m is hetzelfde voor alle niveaus van ses (lijnen lopen parallel)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse13

tweewegs-variantieanalyse

2. Twee hoofdeffecten en geen interactie-effect

- een hoofdeffect ses

- een hoofdeffect geslacht

- geen interactie-effect: het verschil ts. j en m is hetzelfde voor alle niveaus van ses (lijnen lopen parallel)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse14

tweewegs-variantieanalyse

3. Twee hoofdeffecten en een interactie-effect

- een hoofdeffect ses: jongens en meisjes samengenomen is er een effect van ses

- een hoofdeffect geslacht

- een interactie-effect: het verschil ts. j en m is niet hetzelfde voor alle niveaus van ses (lijnen lopen niet parallel)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse15

tweewegs-variantieanalyse

4. Geen hoofdeffecten maar wel een interactie-effect

- geen hoofdeffect ses: jongens en meisjes samengenomen is er geen effect van ses

- geen hoofdeffect geslacht: 3 ses niveaus samengenomen is er geen effect van geslacht

- een interactie-effect: het verschil ts. j en m is niet hetzelfde voor alle niveaus van ses (lijnen lopen niet parallel)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse16

tweewegs-variantieanalyse

6. Effectgrootte

Partial Eta squared: interpreteerbaar

zoalsr

teberekenen met SPSS

Via ANOVA-dialoogbox > options >

estimates of effect size aanvinken

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse17

tweewegs-variantieanalyse

Demo two-way ANOVA: effect van chocolade én dansniveau op stress?

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Tweewegs variantieanalyse18

tweewegs-variantieanalyse

7. Rapportering

Eerst de potentiëlehoofdeffectenbespreken (zie one-way ANOVA, inclusiefeventuele post-hoc)

 gegevens: gemiddelden, SD, F-waarde, p-waarde, r

Daarnapotentieelinteractie-effect, zelfdegegevens.

Hoofdeffectenzijnnietmeer relevant alsereeninteractie-effect is, maarmoetenwelgerapporteerdworden. Interpretatie van de resultatengaatenkel over interactie-effect.

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Statistiek 2

type AV?

aantal OV?

type OV?

hoeveel populaties?

categorieën afhankelijk?

parametrisch

non-parametrisch

chi-square goodness of fit

one sample t-test /

z-test

1

niet in dit boek

independent t-test /

z-test

Rank-sum

onafh.

nominaal

2

afh.

dependentt-test

Signed-ranks

1

onafh.

oneway ANOVA

Kruskal-Wallis

> 2

afh.

repeatedmeasures ANOVA

Friedman’s ANOVA

interval/

ordinaal

Pearsoncorrelation

Spearmancorrelation

interval/

ordinaal

onafh.

n-way ANOVA

nominaal

afh.

repeatedmeasures ANOVA

gemengd

mixed design ANOVA

interval

> 1

multiple regression

gemengd

multiple regression

chi-square goodness of fit

1

onafh.

nominaal/ ordinaal

nominaal

1

≥ 2

onafh.

Pearsonchi-square

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Kruskal wallis toets voor verschil tussen k populaties

Kruskal-Wallis toets voor verschil tussen k populaties

1. Toetsingssituatie

Is er een verschil in gemiddelde tussen groep a, b, c, … op variabele Y?

>> zelfde situatie als eenwegs-variantieanalyse.

2. Voorwaarden

AV is niet normaal verdeeld en/of

AV is van ordinaal meetniveau

Chocolade als afrodisiacum? Gemeten met:

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Kruskal wallis toets voor verschil tussen k populaties1

Kruskal-Wallis toets voor verschil tussen k populaties

3. Hypothesen

H0: θ1 = θ2 = … = θk

H1= “niet H0”

bij k niveaus van de OV

4. Toetsingsgrootheid

Gebaseerd op rangordening zoals bij Mann-Whitney, grootheid = H

>> analyze > non-parametric > legacy dialogs > k independent samples

(zie boek 7.3.4)

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Kruskal wallis toets voor verschil tussen k populaties2

Kruskal-Wallis toets voor verschil tussen k populaties

5. Beslissingsregel

Is de gerapporteerde overschrijdingskans in SPSS kleiner dan α?

ja > verwerp H0

nee > verwerp H0 niet

Is ereen effect?  post-hoc toetsen met meerdere Mann-Whitney/Wilcoxon Rank-Sum. Gebruikzoweinigmogelijk tests en hanteerBonferroni-correctie:

α/ aantal tests.

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Kruskal wallis toets voor verschil tussen k populaties3

Kruskal-Wallis toets voor verschil tussen k populaties

Demo Kruskal-Wallis: chocoladealsafrodisiacum?

OV : 3 niveauschocolade – geen, éénreep, twee repen

AV: ordinaleschaal met 3 niveaus

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Kruskal wallis toets voor verschil tussen k populaties4

Kruskal-Wallis toets voor verschil tussen k populaties

6. Effectgrootte

  • Geen effectgrootte voor K-W test algemeen

  • Wel effectgrootte van bijhorendenMann-Whitney tests – zie H5

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Kruskal wallis toets voor verschil tussen k populaties5

Kruskal-Wallis toets voor verschil tussen k populaties

7. Rapportering

Een Kruskal-Wallis toets werd uitgevoerd om het effect van het eten van chocolade op de lustgevoelens van dansers na te gaan. Dit effect bleek inderdaad significant, H = 8.71, p = .013. Bijkomend werden de condities zonder chocolade (mean rank = 41), met één reep chocolade (mean rank = 59.91) en twee repen chocolade (mean rank = 53.59) onderling vergeleken door middel van een Wilcoxon rank-sum toets, waarbij een gecorrigeerd significantieniveau van α = .017 werd gehanteerd. Hieruit bleek dat er enkel een significant verschil was tussen de conditie zonder chocolade en de conditie met één reep chocolade (Ws = 954.5, z = -2.976, p = .003, r = -.36). Het verschil tussen de conditie zonder chocolade en de conditie met twee repen chocolade (Ws = 1034.5, z = -1.861, p = .06, r = -.23) noch het verschil tussen de conditie met één reep chocolade en de conditie met twee repen chocolade (Ws = 1105.5, z = -.917, p = .36, r = -.11) waren significant.

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


Voorbeeld analyse met k populaties

Voorbeeld analyse met k populaties

Fetisjisme bij kwartels? (zie Field, 2009)

Çetinkaya, Hakan & Domjan, Michael (2006). Sexual fetishism in a quail (Coturnix japonica) model system: Test of reproductive success. Journal of Comparative Psychology, Vol 120(4), Nov 2006, 427-432.

Hoofdstuk 7: Variantieanalyse


  • Login