شيفيه Scheff
- 1. 1
الرحيم الرحمن هللا بسم
المتعددة المقارنات
Multiple Comparisons
شيفيه اختبار
)Scheffe’ Test)
المتعدد المدى ذو دنكن اختبار
)Duncan’s New Multiple Range Test(
.د :إعداد
القادر عبد سام
الفقهاء
تصميم
ا
اإلحصائية أساليبهو لبحث
- 2. 2
المحتويات قائمة
ع
الموضو
الصفحة
البعدية المقارنات
Post Hoc Comparisons)
)
1
شيفيه اختبار :الوأ
(Scheffe’ Test)
2
العينات حجم نيكو عندما المتوسطات بين قالفر إليجاد شيفيه معادلة
يمتساو
3
يمتساو غير العينات حجم نيكو عندما شيفيه معادلة
6
ال المقارنات حالة في شيفيه معادلة
مجمعة
6
المتعدد المدى ذو دنكن اختبار :ثانيا
(
Duncan’s New Multiple Range Test
)
12
Waller- Duncan’s Bayesian k-ratio t-Test
13
اجع
رالم
15
- 3. 3
المتعددة المقارنات
Multiple Comparisons
البعدية المقارنات
Post Hoc Comparisons)
)
(1)
:
تشي عندما
التباين تحليل نتائج ر
إلى
ى
يعز داللة ذا قفر وجود عدم
إلى
مستويات
المعالج
ة
فانه
منطقي مبرر يوجد ال
اء
رألج
ات
راختبا أية
إحصائية
ى
أخر
أما .
إذا
أشارت
التباين تحليل نتائج
)ف (اختبار
إلى
أن
ى
يعز داللة ذا قارف هناك
إلى
يبقى الذي الؤالس فان ,المعالجة مستويات
قائما
عن يختلف المعالجة مستويات من مستوى أي " هو
ينراآلخ
بمعنى أو ؟
آخر
أين
توجد
الحقيقية؟ قالفرو
لإلجابة
يلزم فانه الؤالس هذا على
اء
رإج
نارالمقا
ت
اإلحصائية
:المجموعات متوسطات بين
إن
تستخدم التي ات
راالختبا
اء
رإلج
تد المجموعات بهذه المتعلقة المتوسطات بين ناترمقا
عى
البعدية ناتربالمقا
(
Post Hoc Aposteriori Comparisons
من العديد ننقار فعندما .)
كنتيجة المتوسطات بين قفرو على الحصول المتوقع من فانه البعض بعضها مع المتوسطات
صحيحة يةرالصف الفرضية كانت لو حتى ائيوالعش العيني للتباين
.
إن
على التقليدي )(ت اختبار تطبيق عملية
المتوسطات
األكبر
الممكنة ناترالمقا جميع على أو
يؤدي سوف العينات متوسطات بين
إلى
في ع
الوقو احتمال يادةز
الخطأ
ع
النو من
األول
(أي
التي العينية يعاتزالتو استخدام من بد ال ولذلك ,)صحيحة وهي يةرالصف الفرضية فضر احتمال
بناء ننقار
ت اختبار في الحال هو (كما عليها
المتوسطات بين )
.
بين نتقار التيو عينية يعاتزتو تستخدم البعدية ات
راالختبا فان ,ت يعزتو خالف وعلى
العين من العديد متوسطات
ا
العديد في ع
الوقو من تحمينا البعدية ات
راالختبا فان وباختصار .ت
من
األخطاء
ع
النو من
األول
وذلك
ألنها
تتطلب
أن
متوسطا بين ة
ركبي قالفرو نتكو
العينات ت
قبل
أن
نشير
إلى
أن
داللة ذات قالفرو هذه
.إحصائية
ات
راالختيا من العديد هناك
,البعدية
إال
أن
هو بينها الحقيقي االختالف
أن
بعضها
أكثر
تحفظا
البعض من
اآلخر
( توكي اختبار ات
راالختبا هذه من .
Tukey’s HSD Test
نيومان اختبارو ,)
( كولز
Newman-Keuls Test
او ,)
( شيفيه ختبار
Scheffe’ Test
دنت اختبارو ,)
(
Dunnet Test
,)
اختبارو
( المتعدد المدى ذو دنكن
Duncan’s Multiple Test
.)
وفيما
:ات
راالختبا هذه من الثنين توضيح
(1)
النشرو للطباعة ائلو دار .االستداللي اإلحصاء .فالح هللا عبد المنيزل
2000.
:ص ص .
243
286
.
- 4. 4
الوأ
:
شيفيه اختبار
Test
’
Scheffe
:
قالطر من شيفيه يقةرط تعتبر
األكثر
بالقوة وتتصف مرونة
اإلحصائية
أكثرو
تحف
ظ
ﴼ
كم ,
ا
يمكن
استخدامها
اء
رإلج
( ثنائية أو زوجية ناترمقا
Pairwise Comparisons
,)
اء
رإجو
ناترمقا
مجمعة
Compound Comparisons)
.)
باإلضافة
إلى
حالة في االختبار هذا يستخدم ذلك
اضا
راالفت تحقيق لعدم حساسية اقل االختبار وهذا .المتساوية غير العيناتو المتساوية العينات
ت
التب بتحليل المتعلقة
على ويحافظ اين
الخطأ
ع
النو من
األول
وذلك به غوب
المر المستوى ضمن
( الممكنة الخطية ناترالمقا من الكلية للمجموعة
Linear Contrast
)
ناترالمقا فقط وليس
.الزوجية
يعزتو االختبار هذا يستخدم
)(ف
يعزتو وليس
Studentized
ال االيجابيات من غم
الر وعلى
تي
االختبار هذا بها يمتاز
إال
أن
القوة في فقدان هناك
اإلحصائية
عند
اء
رإج
.الفردية ناترالمقا
مان ونيو )و(دن توكي اختبار عن ويختلف
ك
ول
ز
قالفر اكتشاف في حساسية اقل انه حيث من
بين
اجوأز
فيه نيكو التي اقفوالم في لذلك .المتوسطات
ا
يدرون متساوي العينات حجم
اء
رإج
م
وبما .شيفيه اختبار باستخدام ينصح ال فانه فقط زوجية ناترقا
أن
صعب الشرطين هذين
هذا مثل وجود فان ,دائم بشكل تلبيتهما
اإلحصائي
لذلك .ي
ضرور
نلجأ
إليه
نتكو ال عندما
اءات
راإلج
ى
األخر
األكثر
.مناسبة حساسية
إن
:على تقوم شيفيه يقةرط
نسبة تحويل .أ
(
ت
)
إلى
اختبار
(
ف
)
معدل تجاوز ندو ناترالمقا جميع الستيعاب ف يعزلتو الحرجة المنطقة تقليل .ب
الخطأ
به غوب
المر اضي
راالفت
أم
ا
تستخدم التي شيفيه لمعادلة بالنسبة
إليجاد
العينات حجم نيكو عندما المتوسطات بين قالفر
:فهي متساوي
:المعادلة
( )(ش
ψ
= )
أ (
-
1
ف ( )
)
2
مربعات (متوسط
الخطأ
)
ن
بالصيغة المعادلة
األجنبية
:
Ψ(S) = (a-1)(F) 2MSerorr/n
اختصار :ش
الختبا
ر
شيفيه
- 5. 5
إذ
أن
:
المجموعات عدد =أ
.
ف
قيمة =
(
ف
)
يعزبتو الخاص الجدول من الحرجة
(
ف
)
وبدرجات ,محدد داللة مستوى عند
(ن بسط يةرح
-
)ك
.
=ن
عدد
اد
راألف
في
إحدى
المجموعات
.
يز يقرط وعن
ل الحرجة القيمة ادة
قليل تصبح )ل(ف العيني يعزللتو فضرال منطقة فان )(ف
ة
من
في ع
الوقو يادةز احتمال من بةرالتج لحماية وذلك ,الحجم حيث
الخطأ
ع
النو من
األول
:مثال
اد
رأ
باحث
أن
يدرس
تأثير
الكميات
عل الكافيين من المختلفة
ى
التآزر
الحركي
-
تم الذيو ي
البصر
عدد خالل من قياسه
األخطاء
الشخص تكبهاري التي
أثناء
أداءه
تتطلب لمهمة
تا
زر
ﴽ
حركيا
( من مؤلفة عينة الباحث اختار وقد .ياربص
20
ائيوعش بشكل يعهمزبتو قام فردا )
إلى
بعةرأ
تعرضت مجموعة (كل مجموعات
إلى
ك
وبمعد )الكافيين من مختلفة مية
خمسة ل
اد
رأف
لكل
الباحث قام وقد .مجموعة
عدد بتسجيل
األخطاء
الجدول في المبينة البيانات على وحصل
:التالي
عدد
األخطاء
تكبةرالم
أثناء
أداء
تازر تتطلب مهمة
ﴽ
حركيا
-
الكافيين كمية متغير حسب ياربص
المجموعة
األولى
كمية
من ة
كبير
الك
ا
فيين
الثانية المجموعة
متوسطة كمية
من
الكافيين
الثالثة المجموعة
من قليلة كمية
الكافيين
ابعة
رال المجموعة
الض
ابطة
2
2
2
2
3
3
2
3
4
3
3
2
4
2
2
1
3
3
2
2
16
13
11
10
س مج
54
35
25
22
س مج
²
3,2
3,60
2,20
2
المتوسط
=الكلية س مج
50
س مج
²
=
136
( مستوى عند يةرالصف الفرضية فحص المطلوب
=
0,05
)
:الحل
سابقا ناراش كما
فإننا
بحاجة
إلى
اء
رإج
التباين تحليل
األحادي
ال
وأ
:
- 6. 6
الجدول ويبين
التالي
التباين تحليل نتائج
األحادي
لمتوسطات
األخطاء
م حسب
كمية تغير
.الكافيين
التباين تحليل نتائج
األحادي
عدد لمتوسطات
األخطاء
تكبةرالم
لألداء
تتطلب التي المهمة على
تازر
ﴽ
حركيا
-
الكافيين كمية متغير حسب ياربص
المصدر
مربع ع
مجمو
افات
راالنح
الحرية درجات
مربع متوسط
افات
راالنح
ف
الحرجة ف
المجموعات بين
4,20
3
1,40
3,294
3,24
المجموعات داخل
(
الخطأ
)
6,80
16
0,425
الكلي
11
19
إن
ال هذه مثل في تفحص التي يةرالصف الفرضية
:هي حالة
م
1
م =
2
م =
3
=
أما
: فهي البديلة للفرضية بالنسبة
على
األقل
على أو الباقين عن تختلف المتوسطات من احدةو
األقل
.البعض بعضهما عن يختلفان المتوسطات من زوجين
وبالنظر
إلى
التباين تحليل جدول
قيمة فان
اإلحصائي
(
ف
)
تساوي التيو
3,294
أعلى
قيمة من
(
ف
)
او الحرجة
تساوي لتي
3,24
أي .
أن
( مستوى عند داللة ذا قارف هناك
=
0,05
بين )
عدد متوسطات
األخطاء
التآزر أو
الحركي
-
عند ي
البصر
أداء
كمية متغير حسب لمهمة
و .الكافيين
ل
قالفر هذا مصادر فةرمع
فإننا
بحاجة
إلى
اء
رإج
المتعددة ناتربالمقا يسمى ما
.
فرض على
أننا
يدرن
اء
رإج
نارمقا
,شيفيه اختبار باستخدام قالفر مصدر على للتعرف بعدية ت
فإننا
المعادلة نطبق
:
( )(ش
ψ
أ ( = )
-
1
ف ( )
)
2
)الخطأ مربعات (متوسط
ن
ولت
ط
المثال على المعادلة هذه بيق
السابق
,
فإننا
بحاجة
إلى
:يلي ما فةرمع
1
-
قيمة
(
ف
)
,الحرجة
إن
قيمة
(
ف
)
بسط يةرح وبدرجات الحالة هذه مثل في الحرجة
3
(عدد
ا
لمجموعات
-
1
خطا يةرح ودرجات ,)
16
و ,
=
0,05
تساوي
3,24
- 7. 7
2
-
ك
=
المجموعات عدد
-
1
=
4
-
1
=
3
3
-
بعاترم متوسط
الخطأ
ويساوي التباين تحليل جدول من
0,425
المعطيات اخذ يقرط وعن
:فان االعتبار بعين السابقة
( ش
ψ
)
=
(
4
-
2
( )
3,24
)
2
(
0,425
)
5
=
9,72
×
0,17
=
1,29
أي
أن
يجب متوسطين كل بين قالفر
أن
يساوي
1,29
نقول حتى اكبر أو
إن
ذا قالفر هذا
داللة
.
إن
الممكن ناترالمقا
اؤها
رإج
في اردةوال للمتوسطات بالنسبة
الت تحليل جدول
باين
النحو على هي
:التالي
أ
-
نةرالمقا
األولى
م :
1
م مقابل
2
=
3,20
-
2,60
=
0,6
ب
-
م :الثانية نةرالمقا
1
م مقابل
3
=
3,20
-
2,20
=
1
ج
-
م :الثالثة نةرالمقا
1
م مقابل
4
=
3,20
-
2
=
1,20
د
-
م :ابعة
رال نةرالمقا
2
م مقابل
3
=
2,60
-
2,20
=
0,40
ﻫ
-
م الخامسة نةرالمقا
2
م مقابل
4
=
2,60
-
2
=
0,60
و
-
م السادسة نةرالمقا
3
م مقابل
4
=
2,20
-
2
=
0,20
وبالنظر
إلى
المتوسطات بين قالفرو
أي يصل لم فانه ,ناترالمقا لجميع
منها
إلى
مستوى
المجموعات بين قفرو توجد ال انه أي .الداللة
بعةراأل
عدد في
األخطاء
في تكبةرالم
التآزر
- 8. 8
الحركي
-
ال
ب
اختب باستخدام المتوسطات بين قفرو ظهور عدم في السببو .ي
صر
على شيفيه ار
من غم
الر
أن
قيمة
(
ف
)
هو داللة ذات الكلية
أن
شيفيه اختبار
أكثر
تحفظا
.
حجم نيكو عندما فانه سابقا ناراش وكما هنا من
ا
متساوي لعينات
اختبار وليس توكي اختبار فان
يفضل الذي هو شيفيه
أن
حالة في يستخدم
اء
رإج
.زوجية ناترمقا
الق يمكن سبق ما على وبناءا
ول
إن
:التالية الحاالت في يستخدم شيفيه اختبار
أ
-
عدد نيكو عندما
اد
راألف
متساوي غير المجموعات في
.
ب
-
في الباحث غب
ير التي ناترالمقا هي المجمعة ناترالمقا
ائها
رإج
.
ولذلك
إذا
عدد كان
اد
راألف
متساو غير المجموعات في
ي
:تستخدم التي هي التالية المعادلة فان
Scheffe’ = (ψj)²
(k-1)(1/ni +1/nj)MSerror
ψj
نةرالمقا في الداخلين المتوسطين بين قالفر =
k
المجموعات عدد =
:التالي النحو على تصبح السابقة المعادلة فان المجمعة ناترالمقا حالة وفي
Scheffe’ = (ψj)²
( k-1) (a1²/ n1i + a2²/n2 +…. + ak²/nk )MSerror
إن
( المعامالت بين الخطية تباطاترلال وفقا صياغتها يتم شيفيه اختبار في الفرضيات
ان
زاألو
)
يشار التيو المتوسطاتو
إليها
ولذلك ,ناتركمقا
فإننا
بعد المتوسطات نتائج نضيف أو ح
نطر
بهارض
ان
زباألو
المحور ولكن .
األساسي
هو
أن
ففي .صفر تساوي المعامالت ع
مجمو نتكو
المثال حالة
السابق
:التالي النحو على هي )ناتر(للمقا يةرالصف الفرضيات فان ,
يةرالصف الفرضية
األولى
نةر(المقا
األولى
+( :)
1
)(م
1
)
+
(
-
1
)(م
2
صفر(م + )
3
+ )
صفر(م
4
صفر = )
+( :)الثانية نةر(المقا الثانية يةرالصف الفرضية
1
)(م
1
)
صفر(م +
2
( + )
-
1
)(م
3
+ )
صفر(م
4
صفر = )
+( :)الثالثة نةر(المقا الثالثة يةرالصف الفرضية
1
)(م
1
صفر(م + )
2
صفر(م + )
3
)
+
(
-
1
)(م
4
صفر =)
ابع
رال يةرالصف الفرضية
ة
صفر(م :)ابعة
رال نةر(المقا
1
+( + )
1
)(م
2
( + )
-
1
)(م
3
+ )
- 9. 9
صفر(م
4
صفر = )
صفر(م :)الخامسة نةر(المقا الخامسة يةرالصف الفرضية
1
+( + )
1
)(م
2
صفر(م + )
3
+ )
(
-
1
)(م
4
صفر = )
صفر(م :)السادسة نةر(المقا السادسة يةرالصف الفرضية
1
صفر(م + )
2
+( + )
1
)(م
3
+ )
(
-
1
)(م
4
صفر = )
أي
أن
مج
أ
ج
م
ج
صفر =
.
المتساوية غير العينات حالة في شيفيه اختبار تطبيق لكيفية توضيح يلي وفيما
:مثال
اد
رأ
الباحثين احد
أن
يدرس
اثر
لمقرر المعلم يسرتد يقةرط
اإلحصاء
على
اتجاها
ت
نحو الطلبة
من مؤلفة ائيةوعش عينة فاختار .المادة
27
ق طالبا
ائيوعش بشكل يعهمزبتو ام
إلى
ثالثة
عدد بلغ بحيث ,مجموعات
اد
راألف
المجموعة في
األولى
(
8
)
( الثانية المجموعة وفي ,
10
,)
وفي
( الثالثة المجموعة
9
)
.
االتج يقيس ا
راختبا عليهم طبق ,يسرالتد في معينة يقةرلط مجموعة كل يضرتع وبعد
ا
نحو هات
على الباحث وحصل المقرر
البيانات
:التالية
مقرر نحو االتجاه اختبار على الدرجات
اإلحصاء
يسرالتد يقةرط متغير حسب
- 10. 10
أ الطريقة
المجموعة
األولى
ب الطريقة
الثانية المجموعة
ج الطريقة
الثالثة المجموعة
15
17
6
18
22
9
12
5
12
12
15
11
9
12
11
10
20
8
12
14
13
20
15
14
20
7
21
س مج
108
161
91
م
13,5
16,10
10,11
س مج
²
= الكلية
5372
س مج
الكلي
=
360
من بد فال سابقا ناراش كما
اء
رإج
التباين تحليل
األحادي
ال
وأ
يررتق قبل
اء
رإج
.متعددة ناترمقا
إن
:هي المجال هذا في فحصها يتم التي يةرالصف الفرضية
م
1
م =
2
م =
3
أما
البديلة الفرضية
سابقا ناراش وكما
فإنها
تشير
إلى
على :
األقل
تختلف المتوسطات من احدةو
على أو .البعض بعضها عن
األقل
البعض بعضهما عن يختلفان المتوسطات من زوجين
.
وقد
تم
اء
رإج
التباين تحليل
الحاسوب يقرط عن األحادي
الرزم باستخدام
اإلحصائية
(
SPSS
)
ويمثل
التي النتائج التالي الجدول
:إليها التوصل تم
التباين تحليل
األحادي
مادة نحو االتجاهات اختبار على للدرجات
اإلحصاء
متغير حسب
يقةرالط
المصدر
مربع ع
مجمو
افات
راالنح
الحرية درجات
مربع متوسط
افات
راالنح
ف
المجموعات بين
170,21
2
85,10
5,08
*
- 11. 11
المجموعات داخل
(
الخطأ
)
401,79
24
16,74
الكلي
572
26
( ىمستو عند داللة ذات *
=
0,05
)
الجدول من يتضح
أعاله
أن
ه
ى
تعز االتجاهات بين داللة ذا قفر ناك
إلى
,يسرالتد يقةرط
إذ
ب
ل
( يةرح بدرجات )(ف قيمة غت
2
,
24
)
5,08
( مستوى عند داللة ذات القيمة وهذه
=
0,05
)
من بد فال قالفر هذا مصدر فةرولمع
اء
رإج
ناترمقا
حجم (الن شيفيه اختبار باستخدام بعدية
)متساو غير العينات
على
التال النحو
ي
:
Scheffe’ = (ψj)²
(k-1)(1/ni +1/nj)MSerror
م ف
1
م مقابل
2
=
(
13,5
-
16,10
)
²
(
3
-
1
)
1
8
+
1
10
16,74
=
6,76
7,53
=
0,89
م ف
1
م مقابل
3
=
(
13,5
–
10,11
)
²
(
3
-
1
)
1
8
+
1
9
16,74
=
11,4921
7,905
=
1,45
م ف
2
م ف مقابل
3
=
(
16,10
–
10,11
)
²
(
3
-
1
)
1
10
+
1
9
16,74
=
35,88
7,068
=
5,076
- 12. 12
الس ناترالمقا على وللحكم
فيما ابقة
إذا
من بد ال ,ال أم داللة ذات كانت
إيجاد
الحرجة القيم
(ل
ف
)
باستخدام وذلك
.)(ف جدول
قيمة فان الؤالس بهذا يتعلق وفيما
(
ف
)
( يةرح بدرجات الحرجة
2
يةرح ودرجات بسط )
(
خطا
)
و )(مقام
=
0,05
تساوي
3,40
.
وبالنظر
إلى
السابقة ناترالمقا
فإننا
يمكن
أن
تستنتج
أن
قيمة
(
ف
)
م بين قللفر
2
وم
3
داللة ذات
( مستوى عند
=
0,05
,)
إذ
)(ف قيمة بلغت
(
شيفيه
)
قللفر
بين
هما
5,076
القيمة وهذه
(ل الحرجة القيمة من أعلى
ف
)
التيو
تساوي
3,40
أي ,
أن
هناك
مقرر نحو االتجاه في قفر
اإلحصاء
تع الذين الطلبة بين
ر
يقةرللط اوض
(
ب
)
اوتعرض الذينو
لل
يقةرط
(
ج
)
يقةرالط لصالح قالفر وهذا ,
(
ب
)
مقرر نحو االتجاه متوسط الن ,
اإلحصاء
عند
=ب المجموعة
16,10
مقرر نحو االتجاه متوسط بينما
ج المجموعة عند اإلحصاء
=
10,11
,
أي
أن
مقرر نحو االتجاه تغيير على ب يقةرللط اثر هناك
اإلحصاء
.
إذاو
اد
رأ
الباحث
أن
يج
يقةرالط بين المثال سبيل على ناترمقا ي
ر
(
أ
)
يقةرالطو
(
ب
)
جهة من
يقةرالطو
(
ج
)
جهة من
ى
أخر
مقرر نحو االتجاه على هما
تاثير حيث من
اإلحصاء
من بد ال فانه
اخذ
ان
زاألو
فان وبالتالي االعتبار بعين هنا
ان
زاألو
النحو على هي مجموعة لكل تعطى التي
:التالي
م
1
)أ (الطريقة
م
2
)ب (الطريقة
م
3
(الطريق
ة
)ج
- 13. 13
ان
زاألو
0,5
0,5
-
1
يمكن وبالتالي
إيجاد
المعادلة بتطبيق وذلك ف قيمة
:
= )(ف شيفيه
(
ψ
ج
)
²
(ك
-
1
)
أ
²1
ن
1
أ +
²2
ن
2
أ + ....+
ك
²
ن
ك
}
الخطأ بعاترم متوسط
األجنبية بالصيغة المعادلة
:
Scheffe’ = (ψj)²
( k-1) (a1²/ n1i + a2²/n2 +…. + ak²/nk )MSerror
قيمة
(
ف
)
=
0,5
(
13,5
+ )
0,5
(
16,1
+)
(
-
1
)
(
10,11
)
²
(
3
-
1
)
(
0,5
)
²
8
+
(
0,5
)
²
10
+
(
-
1
)
²
9
16,74
( =
6,75
+
8,05
–
10,11
)
²
2
(
0,167
)
16,74
=
21,9961
5,603
=
3,93
قيمة مع القيمة هذه نةروبمقا
(
ف
)
ناراش التيو الحرجة
إليها
تساوي التيو سابقا
3,40
يوجد فانه
( مستوى عند داللة ذا قفر
=
0,05
يقةرالط من كل بين )
(
أ
)
يقةرالطو
(
ب
)
يقرالطو جهة من
ة
(
ج
)
جهة من
ى
أخر
في
التأثير
مقرر نحو االتجاهات تغيير على
اإلحصاء
ناتج قالفر وهذا
يقةرالط لصالح
(
أ
)
يقةرالطو
(
ب
)
معا
.
:ثانيا
المتعدد المدى ذو دنكن اختبار
(
Duncan’s New Multiple Range Test
)
(2)
:
(2)
Steel Robert G.D. and Torrie James H., Principles and procedures of statistics, A
Biometrical Approach. Second Ed. McGraw-Hill.PP.187-191
- 14. 14
طور لقد
Duncan
عام في
1955
المتع للمدى جديد اختبار
دد
New Multiple Range
“ Test
المتعدد المدى ذو دنكن اختبار
”
.
إن
االختبار هذا
بقوة ليس
انه اال ,شيفيه اختبار
بالبساطة يمتاز
Simplicity
,
اختبار يشبه فهو
S-N-K
(
Student- Newman- Keuls
)
يستخدم انه في
مديات
بالنتائج محكوم انهو متعددة
Result- guided
يعتب عموما .
اقل ر
الحماية بمستويات استبدلت الثقة ة
رفعبا ,مناسبة ليست هي الثقة ات
رففت .محافظية
Protection
level
من
إيجاد
معنوية ليست فروقات
False
.االختبار من متعددة احل
رم عند
إن
هذا
المخططة ناترالمقا ظهرت عندما استخدم قد كان الحظ ولسوء جدا شائع هو االختبار
األكثر
مالئ
.مة
يقةرط من االختبار هذا ينحدر
S-N-K
معنوي مستوى يستخدم حيث
ة
ثابت
Constant
كل عند
.مرحلة أي في الداخلة المتوسطات عدد على معتمدا متغير مستوى يستخدم انه .االختبار احل
رم
هي ة
رالفك
ا
احتمالية فان ,االختبار تحت المتوسطات عدد بازدياد نه
أن
.تقل متشابهة نتكو
إذا
ك
انت
t
( وسطين =
t = 2 means
معنوي مستوى يستخدم عندها ,)
ة
(
عام بشكل مقبولة )
مثل
.05
.
عموما
,
:فان ,متوسطات لثالثة
.0975 for = .05
1- (1-)² =
is suggested.
بعةرأل
و
يستخدم ,متوسطات
:
1- (1-)³ = .14;….; for t means, use 1-(1-) ¹
إن
اء
رإج
االختبار
" بيانات في موضح هو
Rhizobium
,"
هو االختبار بهذا الخاص فالجدول
يعزتو من مبني
Studentized range
,
اختبار مثل ويتم
S-N-K
لكن
ه
يستخدم
ال
المبني جدول
يعزتو من
(
Studentized range distribution
.)
ولذلك
نبدأ
باحتساب
:
Least significant ranges Rp by:
Rp= q '= 1-(1-) ¹ p = 2,3,…., t
6
5
4
3
2
p
3.28
3.22
3.16
3.07
2.92
qx' (P,24)
5.1
5.0
4.9
4.7
4.5
Rp
باستخدام االختبار نتائج تلخيص
Underscores
كما هو ,
:يلي
13.3 14.6 18.7 19.7 24.0 28.8
- 15. 15
إن
استخدام عند مماثلة نتكو الن تظهر النتائج
LSd
من غم
بالر
أن
الش دائما نيكو لن هذا
يء
ذاته
وتجدر .
مالحظة
أن
الحرجة القيمة
ل
p = 2
الختبار كما الشئ نفس هي
LSd
و
S-N-K
Waller- Duncan’s Bayesian k-ratio t-Test:
دنكن اهتمام اصلوت
في
اءات
رإج
م المتعددة ناترالمقا
.متعددة قطر خالل ن
إن
في االختبار
الذي االختبار هو القسم هذا
يأمل
دنكن
أن
يبدل
قالطر
ى
األخر
.الزوجية ناترللمقا
إن
مع جهدا يتطلب الحلو ,يقةرالط لهذه الكامل اض
راالستع
ت
ويمكن ,ا
رب
أن
يةرالفت ات
رالتقدي تحسب
.هنا موضحة غير لكنها
ال
وأ
:
إن
تض يتم لم المعنوية مستوى
اختيار تم فانه ذلك من بدال بل .مينه
الخطأ
ع
النو من
األول
الثانيو
(Type I to type II error seriousness or error weight)
.
إن
لمعظمنا صعبا نسيكو هذا
,
ابتكار تم فقد
أن
نسب
k
من
50:1, 100:1, and 500:1
بمار
ت
,نمر بشكل ,االعتبار بعين ؤخذ
ل
ت
أخذ
مكان
= .10, .05, and .01
.
جدول وهناك
قيم على يحتوي
t
الخطر متوسط ذات
األدنى
ل
k = 100
.
مع التعامل يتم
الجدول
على
أس
ا
س
الختبار القيمة
F-Test
العودة يمكن وللتوضيح .للمعالجات
إلى
بيانات
Rhizobium
قيمة حيث
F = 14.37
االست فان مؤكد وبشكل
يفاء
Interpolation)
)
مطلوب نسيكو
ا
ه
نا
;
:فان
F’s
لل المجدولة
10.00
و
25.0
نتكو
.معطاة
أدخلت لقد
تلك
اء
زاألج
الجدول من
with q = ft = treatment df and f = fe = error df;
.q = 5and f = 24
إن
قيم
t
الخطر لمتوسط المجدولة
األدنى
هي
F =10.0 and 1.88 for F = 25.0.
For
1.96
هو هنا المالحظ الشيءو
أن
تستنتج
ل بالنسبة
:
b
,
a value given with F ; for F = 10.0, b = 1.054 and for F = 25.0,b = 1.021.
إن
ل بةرالتج أو العينة
b
:هي
b = [F/ (F-1)]½ = (14.37/13.37)½ = 1.037
االستيفا إن
ء
ل
لحص
و
على ل
t
يتطلب المطلوبة
(
1.96-1.88 to be to 1.054-1.021 as
1.96-t is to 1.054-1.037; or
(
t = 1.96- 1.96-1.88 (1.054-1.037)=1.92
1.054-1.021
- 16. 16
إن
أو الحرجة القيمة
LSD
:التالية المعادلة خالل من معطاة هي
LSD = tS -
= 1.92 2(11.79)/5 = 4.2 mg
فان :للمثال
lsd
(
.05
نليكو وجد )
4.5mg
.
إن
تلخيص
اسطةوب االختبار نتائج
underscoring
يعطي
:
13.3 14.6 18.7 19.9 24.0 28.8
نتكو الن النتائج تبدو
تماما متشابهة
باستخدام وذلك
lsd
و
Duncan’s new multiple
range test
.
إن
هذا في معنوية مستوى يطبق لم .كذلك نيكو الن يحتاج ال هذا
In this
Waller-Duncan procedure.
المر
اجع
- 17. 17
1
-
النشرو للطباعة ائلو دار .االستداللي اإلحصاء .فالح هللا عبد المنيزل
2000.
:ص ص .
-243
286
.
2- Steel Robert G.D. and Torrie James H., Principles and procedures of
Statistics, A Biometrical Approach. Second Ed. McGraw-Hill.
PP.187-191.