483, df = 3, p-value = 0. 009381 (TK. 19. példa) Ha ugyanazt a területet vizsgálnánk 4 különböző alkalommal, akkor a megfigyeléseink nem lennének függetlenek. Ekkor a menüben következő Friedman rank-sum test használata lehet alkalmas.
Eredetileg a 3. és a 4. pozícióval rendelkezik, vagy annak tartománya van, de annak érdekében, hogy az egyiket vagy a másikat ne becsüljük túl, vagy alábecsüljük, az átlagértéket választjuk tartománynak, azaz 3, 5-nek. Hasonló módon járunk el a 12 értékkel, amelyet háromszor ismételünk az 5, 6 és 7 tartományokkal. Nos, a 12 értékhez 6 = (5 + 6 + 7) / 3 átlagos tartomány tartozik. És ugyanez a 14. Nem-paraméteres eljárások: független két minta. értéknél, amelynek ligatúrája van (mindkét mintában megjelenik) a 8. és 9. pozícióban, az átlagos tartományt 8, 5 = (8 + 9) / 2-hez rendeljük. - 2. lépés Ezután az A és B régió adatait ismét elválasztjuk, de most a megfelelő tartományokat hozzárendelik hozzájuk egy másik sorban: A régió B régió Az Ra és Rb tartományokat a második sorban szereplő elemek összegéből kapjuk meg minden esetre vagy régióra. lépés A megfelelő Ua és Ub értékeket kiszámítjuk: Ua = 10 × 5 + 10 (10 + 1) / 2 - 86 = 19 Ub = 10 × 5 + 5 (5 + 1) / 2 -34 = 31 Kísérleti érték U = min (19, 31) = 19 4. lépés Feltételezzük, hogy az elméleti U normál eloszlást követ N, kizárólag a minták mérete alapján megadott paraméterekkel: N ((na⋅nb) / 2, √ [na nb (na + nb +1) / 12]) A kísérletileg kapott U változó összehasonlításához az elméleti U változóval változtatni kell.
Cikk a Wikipedia-ból, a szabad enciklopédiából. A statisztikákban a Wilcoxon-Mann-Whitney teszt (vagy a Mann-Whitney U teszt vagy a Wilcoxon rangösszeg teszt) egy nem paraméteres statisztikai teszt, amely teszteli azt a hipotézist, amely szerint a két adatcsoport mediánja közel áll egymáshoz. Frank Wilcoxon javasolta 1945-ben, Henry Mann és Donald Ransom Whitney pedig 1947-ben. Ennek a tesztnek az óriási előnye az egyszerűsége, bár használata korlátozott. Mint minden statisztikai teszt, ez áll abból, ami megfigyelhető egy olyan esemény kiemelésére, amelynek ismeretében ismerjük a valószínűségi törvényt (legalábbis aszimptotikus formáját). Wilcoxon-Mann-Whitney teszt - frwiki.wiki. A kapott érték, ha e törvény szerint valószínűtlen, a nullhipotézis elutasítását javasolja. Hivatalos előadás Két X és Y populációt tekintünk megfelelő méretűnek és. Feltételezzük, hogy a megfigyelések függetlenek és sorrend összefüggésben vannak. A következő hipotézist szeretnénk tesztelni: H 0: annak valószínűsége, hogy az X populáció megfigyelése nagyobb, mint az Y populáció megfigyelése, megegyezik annak valószínűségével, hogy az Y populáció megfigyelése nagyobb, mint az X populáció megfigyelése: P ( X > Y) = P ( Y > X).
Az U kísérleti változóból átmegy az értékébe tipizált, amelyet hívni fognak Z, annak érdekében, hogy összehasonlíthassuk a standardizált normál eloszlással. A változó változása a következő: Z = (U - / 2) / √ [na. nb (na + nb + 1) / 12] Meg kell jegyeznünk, hogy a változó megváltoztatásához az U elméleti eloszlásának paramétereit használtuk, majd az új Z változót, amely az elméleti U és a kísérleti U közötti hibrid, szembeállítjuk egy tipikus N tipikus eloszlással (0, 1). Mann Whitney próba | SPSSABC.HU. Összehasonlítási kritériumok Ha Z ≤ Zα ⇒ a H0 nullhipotézist elfogadják Ha Z> Zα ⇒ a H0 nullhipotézist elutasítják A standardizált Zα kritikus értékek az előírt megbízhatósági szinttől függenek, például az a = 0, 95 = 95% -os megbízhatósági szintnél, ami a legáltalánosabb, a Zα = 1, 96 kritikus értéket kapjuk. Az itt bemutatott adatokhoz: Z = (U - na nb / 2) / √ [na nb (na + nb + 1) / 12] = -0, 73 Ami az 1. 96 kritikus érték alatt van. Tehát a végső következtetés az, hogy a H0 nullhipotézist elfogadják: A szódafogyasztásban nincs különbség az A és a B régió között.
A probléma megállapítása a Mann-Whitney U tesztben A teszt egy másik példája a következő: Tegyük fel, hogy szeretné tudni, hogy az üdítőitalok fogyasztása jelentősen eltér-e az ország két régiójában. Az egyiket A régiónak, a másikat B régiónak nevezik. A heti elfogyasztott litereket két mintában vezetik: az egyik az A régió 10 fő, a másik a B régió pedig 5 fő. Az adatok a következők: -A régió: 16, 11, 14, 21, 18, 34, 22, 7, 12, 12 -B. Régió: 12, 14, 11, 30, 10 A következő kérdés merül fel: Az üdítők (Y) fogyasztása a régiótól (X) függ? Minőségi változók kontra kvantitatív változók -Minőségi változó X: Vidék -Mennyiségi változó Y: Szódafogyasztás Ha az elfogyasztott liter mennyisége mindkét régióban azonos, akkor arra a következtetésre jutunk, hogy a két változó között nincs függőség. A megismerés módja a két régió átlagának vagy mediánjának összehasonlítása. Normális eset Ha az adatok normális eloszlást követnek, két hipotézist javasolunk: a null H0 és az alternatív H1 az átlagok összehasonlításával: – H0: nincs különbség a két régió átlaga között.
Ettől eltérő formák esetén nem teljesül a normalitás.
A teszt alkalmazásának lépései 1. - Rendelje a két minta értékét. 2. - Rendeljen rendelési rangot minden értékhez. 3. - Javítsa ki az adatok meglévő kapcsolatait (ismételt értékek). 4. - Számítsa ki Ra = az A minta sorainak összege 5. - Keresse meg Rb = a B minta rangjainak összege 6. - Határozza meg az Ua és az Ub értékét az előző szakaszban megadott képletek szerint. 7. - Hasonlítsa össze az Ua-t és az Ub-t, és a kettő közül a kisebbet hozzárendelik a kísérleti U-statisztikához (vagyis az adatokhoz), amelyet összehasonlítanak az elméleti vagy a normál U-statisztikával.
A mélyedésbe belemorzsoljuk az élesztőt és ráöntjük a langyos, cukros, vizes tejet. Hagyjuk jól felfutni az élesztőt. Beleütjük a a tojássárgáját és belemérjük az olajat. Középen elkezdjük keverni addig, míg az összes lisztet bele nem dolgozzuk. Lágyabb kelt tésztát dagasztunk, amelyet egy órán át kelni hagyunk. A tésztából 8 stanglit formázunk. (A fenti összetevőkkel így darabonként kb. 30 g CH jön ki) 1, 5 órát kelesztjük szobahőmérsékleten (kelesztés vége előtt kb 20 perccel elkezdjük előmelegíteni a sütőt) Előmelegítésnél a sütőt 220 fokra kapcsoljuk és egy edényben vizet teszünk a sütő aljába. Ha felmelegedett, akkor betoljuk a tepsit és ha van, akkor bekapcsoljuk a légkeverést. 5 percig így sütjük. Ettől szépen felfúvódnak a stanglik. Kikapcsoljuk a légkeverést és visszavesszük a hőfokot 200 fokra. Így sütjük, amíg szépen meg nem pirulnak. Hagyományos sós stangli recent version. Nekem 10 perc kellett csak nekik. Végig gőzben hagyjuk sülni, így nem szárad ki és finom ropogós héj keletkezik a teljes kiőrlésű zsemle felületén.
Amikor kivesszük újra lespricceljük vízzel. Hagyományos gázsütőben: Teljes lángon kell sütni, amíg elkezd pirulni (kb 20 perc). Utána takarék lángon még kb 10-15 perc sütés. Írd le véleményed, kérdésed Kategória kedvencei
Tetejére: 1 felvert tojás, 7-8 dkg reszelt sajt Elkészítés: A lisztet tálba szitáljuk és hozzáadjuk a sajtot, sót. Az élesztőt az 1:4-es édesítővel és 1, 5 dl langyos tejjel felfuttatjuk, majd a liszthez adjuk a maradék tejjel, a t. Sajtos stangli, a kedvenc sós harapnivalónk: egyszerű sajtos rúd recept. sárgájával, és a margarinnal együtt. A tésztát kidagasztjuk és 1 órán át kelesztjük. Deszkán 9 részre osztjuk, gombócokat gyúrunk, majd egyenként vékonyra nyújtjuk, és ovális (mint egy tojás) lappá formázzuk, feltekerjük, mint a kiflit, és a sütőpapírral bélelt tepsiben 45 percig pihentetjük. Lekenjük, majd megszórjuk a finomra reszelt sajttal, és 200 fokra előmelegített, vízzel bespriccelt sütőben megsütjük. -Mészáros Margit receptje