Empirinė studento kriterijaus reikšmė. Pasitikėjimo intervalo apskaičiavimas naudojant studento t pasiskirstymą

Metodas leidžia patikrinti hipotezę, kad dviejų bendrųjų populiacijų, iš kurių gaunamos palyginamos, vidutinės vertės priklausomas pavyzdžiai skiriasi vienas nuo kito. Priklausomybės prielaida dažniausiai reiškia, kad požymis toje pačioje imtyje matuojamas du kartus, pavyzdžiui, prieš intervenciją ir po jos. Bendruoju atveju kiekvienam vienos imties atstovui priskiriamas atstovas iš kitos imties (jie sujungiami poromis), kad dvi duomenų eilutės būtų teigiamai koreliuojamos viena su kita. Silpnesnės imties priklausomybės rūšys: 1 pavyzdys – vyrai, 2 pavyzdys – jų žmonos; 1 pavyzdys – vienerių metų vaikai, 2 pavyzdį sudaro 1 imtyje esančių vaikų dvyniai ir kt.

Tikrinama statistinė hipotezė, kaip ir ankstesniu atveju, H 0: M 1 = M 2(1 ir 2 pavyzdžių vidutinės reikšmės yra vienodos, jei ji atmetama, priimama alternatyvi hipotezė). M 1 daugiau (mažiau) M 2.

Pradinės prielaidos statistiniam testavimui:

□ kiekvienas vienos imties atstovas (iš vienos bendrosios visumos) yra susietas su kitos imties (iš kitos bendrosios visumos) atstovu;

□ dviejų imčių duomenys teigiamai koreliuoja (sudaro poras);

□ tiriamosios charakteristikos pasiskirstymas abiejose imtyse atitinka normalųjį dėsnį.

Šaltinio duomenų struktūra: kiekvienam objektui (kiekvienai porai) yra dvi tiriamo požymio reikšmės.

Apribojimai: charakteristikos pasiskirstymas abiejuose mėginiuose neturėtų labai skirtis nuo normalaus; abiejų pavyzdžius atitinkančių dviejų matavimų duomenys yra teigiamai koreliuojami.

Alternatyvos: Wilcoxon T testas, jei bent vieno mėginio pasiskirstymas labai skiriasi nuo normalaus; t-Studento testas nepriklausomoms imtims – jei dviejų imčių duomenys nėra teigiamai koreliuojami.

Formulė Stjudento t testo empirinė vertė atspindi tai, kad skirtumų analizės vienetas yra skirtumas (pamainas) kiekvienai stebėjimų porai būdingos vertės. Atitinkamai, kiekvienai iš N atributų reikšmių porų pirmiausia apskaičiuojamas skirtumas d i = x 1 i - x 2 i.

(3) čia M d – vidutinis reikšmių skirtumas; σ d – skirtumų standartinis nuokrypis.

Skaičiavimo pavyzdys:

Tarkime, kad testuojant mokymų efektyvumą kiekvienam iš 8 grupės narių buvo užduotas klausimas „Kaip dažnai jūsų nuomonė sutampa su grupės nuomone? - du kartus, prieš ir po treniruotės. Atsakymams buvo naudojama 10 balų skalė: 1 – niekada, 5 – pusę laiko, 10 – visada. Buvo patikrinta hipotezė, kad dėl mokymų padidės dalyvių atitikties savivertė (noras būti tokiems kaip kiti grupėje) (α = 0,05). Sukurkime lentelę tarpiniams skaičiavimams (3 lentelė).

3 lentelė

Skirtumo M d = (-6)/8= -0,75 aritmetinis vidurkis. Atimkite šią reikšmę iš kiekvieno d (priešpaskutinis lentelės stulpelis).

Standartinio nuokrypio formulė skiriasi tik tuo, kad joje vietoj X atsiranda d. Pakeičiame visas reikiamas reikšmes ir gauname

σ d = = 0,886.

1 veiksmas. Apskaičiuokite kriterijaus empirinę reikšmę pagal (3) formulę: vidutinis skirtumas Md= -0,75; standartinis nuokrypis σ d = 0,886; t e = 2,39; df = 7.

2 veiksmas. Naudodamiesi kriterijaus t-Student kritinių verčių lentele, nustatome p reikšmingumo lygį. Jei df = 7, empirinė vertė yra tarp kritinių reikšmių, kai p = 0,05 ir p - 0,01. Todėl p< 0,05.

3 žingsnis. Priimame statistinį sprendimą ir suformuluojame išvadą. Statistinė hipotezė apie vidutinių verčių lygybę atmetama. Išvada: dalyvių atitikties įsivertinimo po mokymų rodiklis statistiškai reikšmingai padidėjo (reikšmingumo lygiu p< 0,05).

Parametriniai metodai apima dviejų imčių dispersijų palyginimas pagal kriterijų F-Fisher. Kartais šis metodas leidžia daryti vertingas prasmingas išvadas, o lyginant nepriklausomų imčių vidurkius, dispersijų palyginimas yra privalomas procedūra.

Norėdami apskaičiuoti F em reikia rasti dviejų imčių dispersijų santykį ir taip, kad didesnė dispersija būtų skaitiklyje, o mažesnė – vardiklyje.

Nuokrypių palyginimas. Metodas leidžia patikrinti hipotezę, kad dviejų populiacijų, iš kurių sudaromos lyginamosios imtys, dispersijos skiriasi viena nuo kitos. Patikrinta statistinė hipotezė H 0: σ 1 2 = σ 2 2 (1 imties dispersija lygi 2 imties dispersijai). Jei jis atmetamas, priimama alternatyvi hipotezė, kad viena dispersija yra didesnė už kitą.

Pradinės prielaidos: atsitiktinai paimti du mėginiai iš skirtingų populiacijų su normaliu tiriamos charakteristikos pasiskirstymu.

Šaltinio duomenų struktūra: tiriama charakteristika matuojama objektuose (subjektuose), kurių kiekvienas priklauso vienai iš dviejų lyginamų imčių.

Apribojimai: požymio pasiskirstymai abiejose imtyse reikšmingai nesiskiria nuo normalių.

Alternatyvus metodas: Levene testas, kurį naudojant nereikia tikrinti normalumo prielaidos (naudojamas SPSS programoje).

Formulė Fišerio F testo empirinei vertei:

(4)

kur σ 1 2 - didelė dispersija, o σ 2 2 – mažesnė dispersija. Kadangi iš anksto nežinoma, kuri dispersija yra didesnė, ji naudojama p-lygiui nustatyti Nekryptinių alternatyvų kritinių verčių lentelė. Jeigu F e > F Kp atitinkamam laisvės laipsnių skaičiui, tada r < 0,05 и статистическую гипотезу о равенстве дисперсий можно отклонить (для α = 0,05).

Skaičiavimo pavyzdys:

Vaikams buvo pateikti reguliarūs aritmetiniai uždaviniai, po kurių vienai atsitiktinai atrinktai pusei mokinių buvo pasakyta, kad jie neišlaikė testo, o likusiems – priešingai. Tada kiekvieno vaiko buvo paklausta, kiek sekundžių jiems prireiks panašiai problemai išspręsti. Eksperimentuotojas apskaičiavo skirtumą tarp laiko, kurį vaikas skambino, ir atliktos užduoties rezultato (sekundėmis). Buvo tikimasi, kad žinutė apie nesėkmę sukels tam tikrą vaiko savigarbos neadekvatumą. Tikrinama hipotezė (esant α = 0,005 lygiui), kad bendros savigarbos dispersija nepriklauso nuo pranešimų apie sėkmę ar nesėkmę (H 0: σ 1 2 = σ 2 2).

Buvo gauti šie duomenys:

1 veiksmas. Apskaičiuokite kriterijaus empirinę reikšmę ir laisvės laipsnių skaičių naudodami (4) formules:

2 veiksmas. Pagal Fišerio f kriterijaus kritinių verčių lentelę nerežisuotas alternatyvos, kurioms randame kritinę vertę df numeris = 11; df žinoti= 11. Tačiau yra tik kritinė reikšmė df numeris= 10 ir df know = 12. Neįmanoma paimti didesnio laisvės laipsnių skaičiaus, todėl imame kritinę reikšmę df numeris= 10: Už r = 0,05 F Kp = 3,526; Už r = 0,01 F Kp = 5,418.

3 žingsnis. Statistinio sprendimo priėmimas ir prasminga išvada. Kadangi empirinė vertė viršija kritinę reikšmę r= 0,01 (ir juo labiau p = 0,05), tai šiuo atveju p< 0,01 и принимается альтернативная гипо­теза: дисперсия в группе 1 превышает дисперсию в группе 2 (p< 0,01). Vadinasi, po pranešimo apie nesėkmę savigarbos neadekvatumas yra didesnis nei po pranešimo apie sėkmę.

/ praktinė statistika / informacinė medžiaga / studentų t-testo reikšmės

Reikšmėt -Studento t testas, kai reikšmingumo lygiai yra 0,10, 0,05 ir 0,01

ν – variacijos laisvės laipsniai

Standartinės Stjudento t-testo reikšmės

Lentelė XI

Standartinės Fisher testo vertės, naudojamos dviejų mėginių skirtumų reikšmingumui įvertinti

Studento t testas

Studento t testas- bendras hipotezių statistinio tikrinimo metodų klasės pavadinimas (statistiniai testai), pagrįsti Studento pasiskirstymu. Dažniausiai naudojamas t testas, kai tiriama dviejų imčių vidurkių lygybė.

t-statistika paprastai sudaroma pagal tokį bendrąjį principą: skaitiklis yra atsitiktinis dydis, kurio matematiniai lūkesčiai nuliniai (jei tenkinama nulinė hipotezė), o vardiklis yra šio atsitiktinio dydžio imties standartinis nuokrypis, gautas kaip kvadratinė šaknis nesumaišytas dispersijos įvertinimas.

Istorija

Šį kriterijų sukūrė Williamas Gossetas, siekdamas įvertinti alaus kokybę Guinness kompanijoje. Dėl įsipareigojimų bendrovei dėl komercinių paslapčių neatskleidimo (Gineso vadovybė statistikos aparato naudojimą savo darbe laikė tokiu), Gosseto straipsnis buvo paskelbtas 1908 m. žurnale Biometrics slapyvardžiu „Student“.

Duomenų reikalavimai

Norint taikyti šį kriterijų, pirminiai duomenys turi turėti normalųjį pasiskirstymą. Taikant dviejų imčių testą nepriklausomoms imtims, taip pat būtina laikytis dispersijų lygybės sąlygos. Tačiau yra ir alternatyvų Studento t testui situacijoms su nevienodomis dispersijomis.

Tiksliam t (\displaystyle t) -testui būtinas normaliojo duomenų pasiskirstymo reikalavimas. Tačiau net ir su kitais duomenų paskirstymais galima naudoti t (\displaystyle t) -statistiką. Daugeliu atvejų ši statistika asimptotiškai turi standartinį normalųjį skirstinį - N (0, 1) (\displaystyle N(0,1)) , todėl galima naudoti šio skirstinio kvantilius. Tačiau net ir šiuo atveju kvantiliai dažnai naudojami ne standartinio normaliojo skirstinio, o atitinkamo Stjudento skirstinio, kaip tiksliai t (\displaystyle t) teste. Jie yra asimptotiškai lygiaverčiai, tačiau mažose imtyse Studento skirstinio pasikliautinieji intervalai yra platesni ir patikimesni.

Vieno imties t testas

Naudojama norint patikrinti nulinę hipotezę H 0: E (X) = m (\displaystyle H_(0):E(X)=m) apie matematinio lūkesčio E (X) (\displaystyle E(X)) lygybę tam tikra žinoma reikšmė m (\displaystyle m) .

Akivaizdu, kad jei nulinė hipotezė tenkinama, E (X ¯) = m (\displaystyle E((\overline (X)))=m) . Atsižvelgiant į numanomą stebėjimų nepriklausomybę, V (X ¯) = σ 2 / n (\displaystyle V((\overline (X)))=\sigma ^(2)/n) . Naudojant nešališką dispersijos įvertį s X 2 = ∑ t = 1 n (X t − X ¯) 2 / (n − 1) (\displaystyle s_(X)^(2)=\sum _(t=1)^( n )(X_(t)-(\overline (X)))^(2)/(n-1)) gauname tokią t statistiką:

t = X ¯ − m s X / n (\displaystyle t=(\frac ((\overline (X))-m)(s_(X)/(\sqrt (n)))))

Pagal nulinę hipotezę šios statistikos pasiskirstymas yra t (n − 1) (\displaystyle t(n-1)) . Vadinasi, jei statistikos absoliuti reikšmė viršija tam tikro skirstinio kritinę reikšmę (tam tikru reikšmingumo lygiu), nulinė hipotezė atmetama.

Dviejų imčių t testas nepriklausomiems mėginiams

Tegul yra dvi nepriklausomos normaliai paskirstytų atsitiktinių dydžių X 1, X 2 (\displaystyle X_(1),~X_(2) tūrių n 1, n 2 (\displaystyle n_(1)~,~n_(2)) imtys )). Šių atsitiktinių dydžių matematinių lūkesčių lygybės nulinę hipotezę būtina patikrinti H 0: M 1 = M 2 (\displaystyle H_(0):~M_(1)=M_(2)), naudojant imties duomenis.

Apsvarstykite skirtumą tarp imties vidurkių Δ = X ¯ 1 − X ¯ 2 (\displaystyle \Delta =(\overline (X))_(1)-(\overline (X))_(2)) . Akivaizdu, kad jei nulinė hipotezė teisinga, E (Δ) = M 1 − M 2 = 0 (\displaystyle E(\Delta)=M_(1)-M_(2)=0) . Šio skirtumo dispersija yra lygi, remiantis imčių nepriklausomumu: V (Δ) = σ 1 2 n 1 + σ 2 2 n 2 (\displaystyle V(\Delta)=(\frac (\sigma _(1) )^(2))( n_(1)))+(\frac (\sigma _(2)^(2))(n_(2)))) . Tada naudojant nešališką dispersijos įvertį s 2 = ∑ t = 1 n (X t − X ¯) 2 n − 1 (\displaystyle s^(2)=(\frac (\sum _(t=1)^(n)) ( X_(t)-(\overline (X)))^(2))(n-1))) gauname nešališką skirtumo tarp imties vidurkių dispersijos įvertį: s Δ 2 = s 1 2 n 1 + s 2 2 n 2 (\ displaystyle s_(\Delta )^(2)=(\frac (s_(1)^(2))(n_(1)))+(\frac (s_(2)^( 2))(n_(2) ))) . Todėl nulinės hipotezės tikrinimo t-statistika yra

T = X ¯ 1 − X ¯ 2 s 1 2 n 1 + s 2 2 n 2 (\displaystyle t=(\frac ((\overline (X))_(1)-(\overline (X))_( 2))(\sqrt ((\frac (s_(1)^(2))(n_(1)))+(\frac (s_(2)^(2))(n_(2)))) ))

Jei nulinė hipotezė teisinga, ši statistika turi pasiskirstymą t (d f) (\displaystyle t(df)), kur d f = (s 1 2 / n 1 + s 2 2 / n 2) 2 (s 1 2 / n 1) 2 / (n 1 - 1) + (s 2 2 / n 2) 2 / (n 2 - 1) (\displaystyle df=(\frac ((s_(1)^(2)/n_(1))) +s_(2)^(2)/n_(2))^(2))((s_(1)^(2)/n_(1))^(2)/(n_(1)-1)+ (s_(2)^(2)/n_(2))^(2)/(n_(2)-1))))

Lygios dispersijos atvejis

Jei imčių dispersijos yra lygios, tada

V (Δ) = σ 2 (1 n 1 + 1 n 2) (\displaystyle V(\Delta)=\sigma ^(2)\left((\frac (1)(n_(1)))+(\ frac (1) (n_ (2)))\dešinėje))

Tada t statistika yra tokia:

T = X ¯ 1 - X 2 s X 1 n 1 + 1 n 2, s X = (n 1 - 1) s 1 2 + (n 2 - 1) s 2 2 n 1 + n 2 - 2 (\ displaystyle t=(\frac ((\overline (X))_(1)-(\overline (X))_(2))(s_(X)(\sqrt ((\frac (1)(n_(1)) )))+(\frac (1)(n_(2))))))~,~~s_(X)=(\sqrt (\frac ((n_(1)-1)s_(1)^ ( 2)+(n_(2)-1)s_(2)^(2))(n_(1)+n_(2)-2)))

Šios statistikos pasiskirstymas yra t (n 1 + n 2 − 2) (\displaystyle t(n_(1)+n_(2)-2))

Dviejų imčių t testas priklausomiems mėginiams

Norint apskaičiuoti empirinę t (\displaystyle t) kriterijaus reikšmę, kai tikrinama hipotezė apie skirtumus tarp dviejų priklausomų imčių (pavyzdžiui, dvi to paties testo imtys su laiko intervalu), naudojama ši formulė:

T = M d s d / n (\displaystyle t=(\frac (M_(d))(s_(d)/(\sqrt (n)))))

čia M d (\displaystyle M_(d)) yra vidutinis reikšmių skirtumas, s d (\displaystyle s_(d)) yra standartinis skirtumų nuokrypis, o n yra stebėjimų skaičius

Šios statistikos pasiskirstymas yra t (n − 1) (\displaystyle t(n-1)) .

Tiesinės regresijos parametrų tiesinio apribojimo tikrinimas

T-testas taip pat gali patikrinti savavališką (vieną) tiesinį apribojimą tiesinės regresijos parametrais, įvertintais paprastais mažiausiaisiais kvadratais. Tegu reikia patikrinti hipotezę H 0: c T b = a (\displaystyle H_(0):c^(T)b=a) . Akivaizdu, kad jei nulinė hipotezė tenkinama, E (c T b ^ − a) = c T E (b ^) − a = 0 (\displaystyle E(c^(T)(\hat (b))-a)= c^( T)E((\hat (b)))-a=0) . Čia naudojame modelio parametrų nešališkų mažiausių kvadratų įverčių savybę E (b ^) = b (\displaystyle E((\hat (b)))=b) . Be to, V (c T b ^ − a) = c T V (b ^) c = σ 2 c T (X T X) − 1 c (\displaystyle V(c^(T)(\hat (b)))-a )=c^(T)V((\hat (b)))c=\sigma ^(2)c^(T)(X^(T)X)^(-1)c) . Vietoj nežinomos dispersijos naudojant jos nešališką įvertį s 2 = E S S / (n − k) (\displaystyle s^(2)=ESS/(n-k)), gauname tokią t statistiką:

T = c T b ^ − a s c T (X T X) − 1 c (\displaystyle t=(\frac (c^(T)(\hat (b)))-a)(s(\sqrt (c^(T)) (X^(T)X)^(-1)c))))

Ši statistika, kai tenkinama nulinė hipotezė, turi pasiskirstymą t (n − k) (\displaystyle t(n-k)) , taigi, jei statistikos reikšmė yra didesnė už kritinę reikšmę, tai tiesinio apribojimo nulinė hipotezė. yra atmetamas.

Hipotezių apie tiesinės regresijos koeficientą tikrinimas

Ypatingas tiesinio apribojimo atvejis yra hipotezės, kad regresijos koeficientas b j (\displaystyle b_(j)) yra lygus tam tikrai reikšmei a (\displaystyle a) tikrinimas. Šiuo atveju atitinkama t statistika yra tokia:

T = b ^ j − a s b ^ j (\displaystyle t=(\frac ((\hat (b))_(j)-a)(s_((\hat (b))_(j)))))

kur s b ^ j (\displaystyle s_((\hat (b))_(j))) yra koeficiento įverčio standartinė paklaida - koeficiento įverčių kovariacijos matricos atitinkamo įstrižainės elemento kvadratinė šaknis.

Jei nulinė hipotezė teisinga, šios statistikos pasiskirstymas yra t (n − k) (\displaystyle t(n-k)) . Jei statistikos absoliuti reikšmė yra didesnė už kritinę reikšmę, tai skirtumas tarp koeficiento ir a (\displaystyle a) yra statistiškai reikšmingas (neatsitiktinis), kitu atveju jis yra nereikšmingas (atsitiktinis, tai yra tikrasis koeficientas tikriausiai lygi arba labai artima apskaičiuotai a vertei (\ rodymo stilius a))

komentuoti

Vieno pavyzdžio matematinių lūkesčių testą galima sumažinti iki tiesinės regresijos parametrų tiesinio apribojimo. Atliekant vieno imties testą, tai yra konstantos „regresija“. Todėl regresijos s 2 (\displaystyle s^(2)) yra tiriamo atsitiktinio dydžio dispersijos imties įvertis, matrica X T X (\displaystyle X^(T)X) yra lygi n (\displaystyle n ) , o modelio „koeficiento“ įvertis lygus imties vidurkiui. Iš čia gauname pirmiau pateiktą t statistikos išraišką bendram atvejui.

Panašiai galima parodyti, kad dviejų imčių bandymas su vienodais imties dispersijomis taip pat sumažina iki tiesinių apribojimų tikrinimo. Dviejų imčių teste tai yra konstantos ir fiktyvaus kintamojo „regresija“, identifikuojanti dalį imties, priklausomai nuo reikšmės (0 arba 1): y = a + b D (\displaystyle y=a+bD) . Hipotezė apie imčių matematinių lūkesčių lygybę gali būti formuluojama kaip hipotezė apie šio modelio koeficiento b lygybę nuliui. Galima parodyti, kad tinkama t statistika šiai hipotezei patikrinti yra lygi t statistikai, pateiktai dviejų imčių testui.

Jis taip pat gali būti sumažintas iki linijinio apribojimo tikrinimo skirtingų dispersijų atveju. Šiuo atveju modelio klaidos dispersija įgauna dvi reikšmes. Iš to taip pat galite gauti t statistiką, panašią į pateiktą dviejų imčių testui.

Neparametriniai analogai

Dviejų imčių testo, skirto nepriklausomiems mėginiams, analogas yra Mann-Whitney U testas. Priklausomų mėginių atveju analogai yra ženklų testas ir Wilcoxon T testas

Literatūra

Studentas. Tikėtina vidurkio klaida. // Biometrija. 1908. Nr.6 (1). P. 1-25.

Nuorodos

Dėl hipotezių apie priemonių homogeniškumo tikrinimo kriterijų Novosibirsko valstybinio technikos universiteto svetainėje

1. Studento metodas (t testas)

Šiuo metodu tikrinama hipotezė apie vidurkių skirtumo patikimumą analizuojant kiekybinius duomenis normaliojo skirstinio rinkimuose.

čia x 1 ir x 2 yra 1 ir 2 grupių kintamųjų vidutinės aritmetinės vertės,

SΔ – skirtumo standartinė paklaida.

Jei n 1 =n 2 tada kur n 1 ir n 2 yra elementų skaičius pirmajame ir antrame pavyzdžiuose, δ 1 ir δ 2 yra standartiniai pirmojo ir antrojo mėginių nuokrypiai.

Jei n 1 ≠ n 2 tada

Reikšmingumo lygis nustatomas naudojant specialią lentelę.

2. Kriterijus φ* – Fišerio kampinė transformacija

Šiuo kriterijumi vertinamas dviejų imčių, kuriose buvo užfiksuota mus dominanti charakteristika, procentų skirtumų patikimumas.

Empirinė φ* reikšmė apskaičiuojama pagal formulę:

φ*=(φ 1 - φ 2) . , Kur

φ 1 – kampas, atitinkantis didelį procentą.

φ 2 – kampas, atitinkantis mažesnį procentą.

n 1 – stebėjimų skaičius 1 imtyje

n 2 – stebėjimų skaičius 2 imtyje

Empirinės reikšmės reikšmingumo lygis φ* nustatomas naudojant specialią lentelę. Kuo didesnė φ* reikšmė, tuo didesnė tikimybė, kad skirtumai yra reikšmingi.

2.2 Tyrimo rezultatai ir jų analizė

2.2.1 Pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis, adaptacijos ypatumai

Adaptacijos laipsniui tirti naudotas K. Rogers ir R. Diamond socialinės-psichologinės adaptacijos diagnozavimo metodas.

Remiantis integralios adaptacijos rodiklio analize, buvo išskirtos 3 tiriamųjų eksperimentinės grupės:

1. su aukštu prisitaikymo lygiu – A grupė.

Adaptacijos rodiklio reikšmė yra nuo 66 iki 72 balų. (M = 67)

2. su vidutiniu adaptacijos lygiu – B grupė.

Adaptacijos rodiklio reikšmė yra nuo 49 iki 65 taškų. (M = 56,6)

3. su žemu adaptacijos lygiu – C grupė.

Adaptacijos rodiklio reikšmė yra nuo 38 iki 48 balų. (M = 41,3)

Adaptacijos lygio skirtumų tarp eksperimentinių grupių reikšmingumas buvo patikrintas Stjudento t-testu. Skirtumai statistiškai reikšmingi esant p≤0,01 tarp A ir B grupių, B ir C grupių, A ir C grupių. Taigi galime daryti išvadą, kad lėtinėmis ligomis sergantiems pacientams būdingas skirtingas adaptacijos laipsnis.

Daugumai pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis, būdingas vidutinis adaptacijos laipsnis (65 proc.), aukštas adaptacijos lygis – 19 proc., trečia pacientų grupė – žemas adaptacijos lygis (16 proc.).

Atlikta lėtinėmis ligomis sergančių pacientų adaptacijos lygio lyčių skirtumų analizė. Nustatyta, kad daugumai moterų ir vyrų būdingas vidutinis adaptacijos lygis (atitinkamai 65% ir 63%) – žr. lentelę. Nr. 1.

Lentelė Nr.1

Lėtinėmis ligomis sergančių pacientų adaptacijos lyties skirtumai

(pagal dalykų grupes, %)

Skirtumų reikšmingumas buvo nustatytas naudojant Fišerio φ testą. Paaiškėjo, kad nei vienoje eksperimentinėje grupėje vyrų ir moterų adaptacijos skirtumai nebuvo reikšmingi. (A grupė–φ=0,098, B grupė - φ=0,161, C grupė - φ=0,106).

2.2.2 Pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis ir įvairaus prisitaikymo laipsnio, asmenybės savybės

Pirmiausia panagrinėkime išbandytų eksperimentinių grupių savimonės ypatybes.

A grupė (aukštas prisitaikymo lygis)

Rezultatai, gauti naudojant „Savęs priėmimo“ skalę, parodė, kad dauguma šios grupės tiriamųjų turi aukštą ir vidutinį savęs priėmimo lygį (33 proc.). A grupės tiriamieji neturėjo žemų balų „savęs priėmimo“ skalėje.

Taigi pacientai, sergantys lėtinėmis ligomis, turintys aukštą adaptacijos lygį, labai vertina savo išvaizdą, gebėjimą susidoroti su sudėtingomis situacijomis, laiko save įdomiais asmenimis.

Tiriant lyčių skirtumus, paaiškėjo, kad moterys, kurių adaptacijos lygis yra aukštas podarbiniu laikotarpiu, dažniau pasižymi aukštu savęs priėmimo lygiu (83 proc.), o vyrai – vienodai aukšti ir vidutiniai (50 proc. ir 50 proc. ).

Norint išsamiau ištirti žmogaus idėjas apie save, buvo naudojama „asmeninio diferencialo“ technika.

Duomenų, gautų naudojant LD, interpretacija buvo atlikta pagal 3 veiksnius:

Įvertinimas (O)

Veikla (A)

Kiekvienam veiksniui pagal standartinius standartus išskiriami 5 lygiai:

Labai žemas (7–13 taškų)

Žemas (14–20 taškų)

Vidurkis (21–34 taškai)

Aukštas (35–41 taškas)

Labai aukštas (42–49 taškai)

Labai mažos vertės nebuvo rastos nė vienoje grupėje visiems veiksniams, todėl interpretuojant rezultatus ši kategorija nėra nagrinėjama.

Vertinimo faktoriaus rezultatai rodo savigarbos lygį; pagal stiprybės veiksnį apie asmenybės valios aspektų raidą; pagal asmenybės ekstraversijos aktyvumo faktorių.

Analizuojant A grupės (su aukštu adaptacijos lygiu) rezultatus, jokiam veiksniui (įvertinimas, jėga, aktyvumas) nebuvo atskleistos žemos reikšmės, o tai pakoreguoja „Savęs priėmimo“ mokyklos pagalba gautus duomenis. .

Rezultatų analizė pagal veiksnius atskleidė šias savybes:

Dauguma šios grupės tiriamųjų turėjo optimalų savigarbos lygį pagal jėgos koeficientą (58 % – vidutinės vertės, 17 % – aukštas). Taip pat yra labai didelių verčių (25%).

Tai rodo, kad lėtinėmis ligomis sergantys pacientai, turintys aukštą adaptacijos lygį, yra pasitikintys savimi, nepriklausomi, sunkiose situacijose pasikliauja savo jėgomis.

Pagal vertinimo koeficientą A grupėje daugumos tiriamųjų vertės buvo priskirtos optimaliam lygiui (didelės vertės - 50%, vidutinės - 25%). Taip pat yra labai didelių verčių (25%). Tai rodo, kad tiriamieji priima save kaip individus ir pripažįsta save kaip teigiamų, socialiai pageidaujamų savybių nešėjus.

Aktyvumo faktoriui didžiausias vidutinių (42 proc.) ir aukštų (33 proc.) verčių skaičius. Labai didelės vertės nustatomos 28% tiriamųjų. Šie rezultatai rodo didelį lėtinėmis ligomis sergančių pacientų aktyvumą, aukštą adaptacijos ir socialumo lygį.

Atliekant statistinį apdorojimą Fišerio φ testu (0,05 reikšmingumo lygis), nustatyti reikšmingi stiprumo ir vertinimo faktorių skirtumai. Eksperimentinėje A grupėje vyrauja vidutinės stiprumo koeficiento vertės, o faktoriaus balai yra aukšti. Remiantis tuo, galime daryti išvadą, kad pacientai, turintys aukštą adaptacijos lygį, savo socialiai pageidaujamas savybes ir save kaip asmenį vertina aukščiau nei savo valines savybes.

Tiriant lyčių skirtumus, išryškėjo reikšmingi stiprumo ir vertinimo veiksnių skirtumai (φ kriterijus, p = 0,01). Žiūrėti lentelę. 2, 3.

Lentelė Nr.2

Lyčių skirtumai pagal „jėgos“ faktorių LD (%)

Moterys A grupėje dažniausiai rodo vidutinę „jėgos“ koeficiento reikšmę (83%), o vyrai – labai aukštą (50%).

Lentelė Nr.3

Lyčių skirtumai A grupėje pagal veiksnį „Įvertinimas“ LD (%)

Dauguma A grupės moterų turi aukštus (67 %) ir labai aukštus (33 %) „Įvertinimo“ balus, o vyrų – vidutinius (50 %) ir aukštus (33 %) balus.

Taigi vyrai, turintys aukštą adaptacijos lygį, labai vertina savo valios savybes ir pasitikėjimą savimi, o moterys su aukštu adaptacijos lygiu – socialines savybes ir pasiekimų lygį.

Svarbių įvykių kontrolės lokalizacijai tirti buvo naudojama „Internality“ skalė.

Analizuojant rezultatus, mažų šio faktoriaus verčių tarp A grupės tiriamųjų nebuvo. Vidutinės (50%) ir didelės (50%) vertės buvo vienodos. Tai rodo, kad žmonės, turintys aukštą adaptacijos lygį po darbo, mano, kad svarbiausi jų gyvenimo įvykiai yra jų pačių veiksmų rezultatas, kad jie gali juos kontroliuoti, todėl jaučia atsakomybę už šiuos įvykius ir ką jie daro apskritai.

Lyčių skirtumai pagal „Internality“ kriterijų nėra statistiškai reikšmingi.

Taigi galime daryti išvadą, kad lėtinėmis ligomis sergantys pacientai, turintys aukštą adaptacijos lygį, turi optimalų savigarbos lygį (vidutinį ir aukštą). Jie priima save kaip asmenybę, yra pasitikintys savimi, nepriklausomi, vertina save kaip aktyvius ir bendraujančius. Vyrai labai vertina savo valios savybes ir gebėjimą susidoroti su sunkumais, o moterys – socialines.

Šios grupės žmonės linkę pasikliauti savo jėgomis, moka valdyti save, savo veiksmus ir laiko save atsakingais už tai, kaip klostysis jų gyvenimas kaip visuma.

B grupė (vidutinis prisitaikymo lygis)

Rezultatai, gauti naudojant „Savęs priėmimo“ skalę, rodo, kad dauguma šios grupės tiriamųjų turi vidutinį savęs priėmimo lygį (90 proc.). Esant aukštam savęs priėmimo lygiui – 5%, su žemu lygiu – 5%.

Statistiškai reikšmingų lyčių skirtumų nenustatyta.

Rezultatų analizė asmeninio diferencialo metodu atlikta pagal jėgos, vertinimo ir aktyvumo veiksnius. Žiūrėti lentelę. 4.

Lentelė Nr.4

B grupės tiriamųjų, turinčių skirtingą savigarbos lygį, atstovavimas (pagal veiksnius, procentais)

Rezultatų analizė pagal veiksnius parodė, kad dauguma B grupės tiriamųjų pagal jėgos faktorių turėjo optimalų savigarbos lygį (75 % – vidutinės reikšmės, 17 % – aukštas). Taip pat yra žemų (5 proc.) ir labai aukštų (2,5 proc.) verčių lygių.

Pagal vertinimo faktorių vyrauja adekvatus savigarbos lygis (62,5% - vidutinis vertybių lygis, 10% - aukštas). Žemas rodiklis 2,5 % tiriamųjų. Didelis procentas labai aukštų (25%).

Aktyvumo koeficientui didžiausias optimalių verčių skaičius (60% - vidutinis, 22,5% - didelis). Žemos vertės - 7,5%, labai didelės - 10%.

Atliekant statistinį apdorojimą naudojant φ kriterijų (p≤0,01), nustatyti reikšmingi stiprumo ir vertinimo faktų skirtumai esant „labai aukštam“ reikšmių lygiui. B grupės tiriamieji linkę perdėtai vertinti savo socialines savybes.

Tiriant lyčių skirtumus, nustatyti skirtumai visuose 3 veiksniuose (φ-kriterijus p≤0,05).

Lyties skirtumai „jėgos“ faktoriuje

Vyrų tarpe žemos šio rodiklio reikšmės nerasta. Tuo tarpu moterims – 10 proc.

Labai aukštas vertybių lygis pasireiškia grupės vyrams 5% atvejų, bet ne moterims. Tai rodo, kad vyrai linkę perdėti savo stiprios valios savybes, o moterys – nuvertinti.

Lyties skirtumai charakterio „Įvertinimas“

Moterys dažniau nei vyrai turi labai aukštas šio faktoriaus vertes (33% moterų, 16% vyrų).

Lyties skirtumai „Aktyvumo“ faktoriuje

Moterys šioje eksperimentinėje grupėje dažniau nei vyrai turi labai aukštas šio faktoriaus vertes (44% moterų, 5% vyrų).

Analizuojant rezultatus „Internaliteto“ skalėje, paaiškėjo, kad daugumai pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis, kurių adaptacijos lygis yra vidutinis, vidinio rodiklio rodiklis buvo vidutinis (80 proc.). Tie, kurie buvo išbandyti su žema verte šioje skalėje - 7,5%, su aukšta verte - 12,5%.

Tai rodo, kad apskritai pacientai, kurių adaptacijos lygis yra vidutinis, kelia sau didelius reikalavimus ir pasikliauja savo jėgomis. Tačiau kai kurie žmonės iš šios grupės nemano, kad gali kontroliuoti savo gyvenimo įvykių, jie priskiria atsakomybę už juos aplinkybėms ir kitiems žmonėms.

Taigi dauguma pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis, kurių adaptacijos lygis yra vidutinis podarbiniu laikotarpiu, pasižymi optimaliu savigarbos lygiu, t.y. jie priima save kaip asmenybę ir yra savimi patenkinti. Tam tikras procentas šios grupės žmonių turi aukštą savigarbą, taip pat žemą savigarbą, o tai rodo asmens nebrandumą, nesugebėjimą teisingai įvertinti savęs ir savo veiklos rezultatų. Šios grupės subjektai linkę perdėtai vertinti savo socialines savybes.

Šios grupės vyrai linkę pervertinti savo valios savybes, o moterys – socialines.

C grupė (žemas prisitaikymo lygis)

Rezultatai, gauti naudojant „savęs priėmimo“ skalę, parodė, kad daugumos šios grupės tiriamųjų savęs priėmimo lygis yra žemas (70 proc.). Kai kurie dalykai turi vidutinį savęs priėmimo lygį (30 %). Šioje skalėje didelių verčių nenustatyta.

Taigi pacientai, sergantys lėtinėmis ligomis, kurių adaptacijos lygis yra žemas, aštriai vertina savo išvaizdą ir mano, kad jie niekuo nepasitvirtino.

Tiriant lyčių skirtumus, paaiškėjo, kad žemą adaptacijos lygį turinčios moterys dažniau turi vidutinį savęs priėmimo lygį (66 proc.), o vyrai visais atvejais (100 proc.). Todėl moterys, kurių adaptacijos lygis yra žemas, ne visada turės žemą savęs priėmimo lygį.

Rezultatų analizė „asmeninio diferencialo“ metodu atlikta pagal jėgos, vertinimo ir aktyvumo veiksnius. Žiūrėti lentelę. 5.

5 lentelė C bandomųjų grupių, turinčių skirtingą savigarbos lygį (pagal veiksnius, proc.), vaizdavimas

Analizuojant C grupės rezultatus, jokiam veiksniui nebuvo atskleistos labai didelės reikšmės, o tai koreliuoja su duomenimis, gautais naudojant savęs priėmimo skalę. Didelės reikšmės randamos tik vertinimo koeficientui (10%).

Kalbant apie stiprumo koeficientą, dauguma tiriamųjų turi mažas vertes (60%). Taip pat yra vidutinių verčių (40%).

Vertinant ir aktyvumo veiksnius, didžiausias vidutinių verčių skaičius (80%). Žemos vertinimo koeficiento reikšmės pasitaiko 10% tiriamųjų, o aktyvumo faktoriaus – 20%.

Taigi tarp C grupės tiriamųjų vyrauja vidutiniškai žemos savigarbos vertybės. Šios grupės tiriamieji ypač žemai vertina savo valios savybes.

Nagrinėjant lyčių skirtumus, nustatyti reikšmingi stiprumo faktoriaus (φ testas, 0,03) ir reitingų skirtumai.

Vyrai, kurių adaptacijos lygis yra žemas, savo valios savybes vertina žemai (80%, o moterys tik 49%), o moterys turi socialines savybes (20% moterų, 0% vyrų).

Analizuojant rezultatus „Internaliteto“ skalėje, paaiškėjo, kad daugumai lėtinėmis ligomis sergančių pacientų yra žemas vidinis (60%) ir vidutinis (30%). Šioje grupėje yra 10% žmonių, turinčių aukštą vidinės prigimties lygį.

Tai rodo, kad dauguma pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis, kurių adaptacijos lygis yra žemas, linkę daugiau reikšmės skirti išorinėms aplinkybėms ir nemano, kad gali patys kontroliuoti savo gyvenimo.

Taigi galime daryti išvadą, kad lėtinėmis ligomis sergantiems pacientams, kurių adaptacijos lygis yra žemas, būdingas žemas ir vidutinis savigarbos lygis. Jie dažnai kritikuoja save ir nėra patenkinti savo elgesiu ar pasiekimų lygiu. Šios grupės vyrai žemai vertina pasitikėjimą savimi ir gebėjimą susidoroti su sunkumais, o moterys save, kaip asmenybę, vertina žemai.

Šios grupės žmonės mano, kad dauguma įvykių jų gyvenime yra atsitiktinumo ar kitų žmonių veiksmų pasekmė.

Lyginamoji savimonės rodiklių analizė tarp tiriamųjų grupių atskleidė reikšmingus skirtumus.

A grupės tiriamiesiems (aukštas adaptacijos lygis) būdingas aukštas savęs priėmimo lygis (67 proc.), lyginant su B grupės tiriamaisiais (5 proc.), φ*=4,45; p ≤0,01) ir C grupė (0%).

C grupėje (žemas adaptacijos lygis) buvo daugiau žemų verčių (70%) nei B grupėje (5%) - φ*=3,57; p ≤0,01 ir A grupė (0%).

Pagal stiprumo faktorių (asmenybės skirtumą, labai didelės (25%) ir didelės (17%) reikšmės yra labiau paplitusios tarp A grupės tiriamųjų nei tarp C grupės tiriamųjų (0% ir 0%).

C grupėje žemų verčių yra daugiau (60%) nei A grupėje (0%).

Pagal vertinimo pobūdį didelės reikšmės (50%) dažniau pasitaiko A grupėje nei C grupėje (10%) - φ*=2,16; p ≤0,01.

C grupėje žemos vertės (10%) dažniau nei A grupėje (6%) įvertinimo faktoriui ir vidutinės vertės (80%) nei A grupėje (25%) - φ*=2,72; p ≤0,01.

Pagal veiksnį A grupės aktyvumas turi daugiau labai aukštų (25%) ir aukštų (33%) verčių nei C grupės (0%). C grupė turi daugiau žemų verčių (20%) nei A grupė (6%).

A grupės tiriamiesiems būdingas aukštas vidinumo lygis (50 proc.), palyginti su C grupės tiriamaisiais (10 proc.) - φ*=2,16; p ≤0,01

C grupės tiriamieji dažniau pasižymi žemu vidiniu lygiu (60%) nei A grupės tiriamieji (0%) ir B grupės tiriamieji (7,5%) - φ*=3,44; p ≤0,01

Taigi A grupės tiriamieji paprastai turi optimalesnę savigarbą asmeninei gerovei, jiems būdingas labiau pasitikintis, sąmoningas požiūris į gyvenimą.

2.2.3 Tiriamųjų asmenybės motyvacinės-poreikio sferos ypatumai

Motyvacinei-poreikio sferai tirti naudotas nebaigtų sakinių metodas (žr. priedus). Rezultatai analizuojami pagal šias kategorijas:

1. Teiginys apie ateitį (1, 2, 9, 13)

2. Teiginys apie praeitį (3, 4)

3. Pareiškimas apie ligą (6, 7)

4. Su giminaičiais susiję pareiškimai (8)

5. Teiginiai, atspindintys požiūrį į ligą (10)

A grupė (aukštas prisitaikymo lygis) – žr. priedą.

1. Teiginiuose apie ateitį dažniausiai respondentų atsakymuose yra pasiekimų lūkesčiai - 29% („Išmoksiu vairuoti“), domėjimasis visuomenės problemomis - 21% („aš“). džiaugsiuosi, jei gyvenimas šalyje pagerės“), tikisi išlaikyti buvusį gyvenimo lygį -21% („Tikiuosi, kad būsiu toks pat aktyvus“), nerimauti dėl artimųjų -13% („Ateityje mano gyvenimas“ yra mano vaikų gyvenimas“).

2. A grupės tiriamieji, vertindami savo praeitį, pažymi, kad: įvykdė savo planus, įgyvendino save - 54% („Žvelgdamas į savo gyvenimą, manau, kad mano gyvenimas nenugyventas veltui.“ „Ko aš siekiau, Man pavyko pasiekti“), iš dalies įgyvendino savo planus - 21% („Šeima pasirodė gera, bet jie skyrė ir vis dar mažai laiko skiria vaikams“). 17% pacientų, sergančių lėtinėmis A grupės ligomis, pripažįsta savo tikslų ir siekių klaidingumą praeityje („Aš siekiau to, kas nebuvo svarbu“).

3. Išanalizavus pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis, teiginius dėl ligos fakto, paaiškėjo, kad dalis tiriamųjų buvo labai susirūpinę – 25 proc., o dalis tai vertino kaip savaime suprantamą dalyką be ypatingų rūpesčių – 21 proc.

Papildomai pokalbio metu gauti duomenys parodė, kad A grupės tiriamieji pasižymėjo įvairiais interesais.

Tarp jų – skaitymas (83 proc.), televizoriaus žiūrėjimas (83 proc.), vaikščiojimas (75 proc.), sportas (50 proc.), pokalbiai (33 proc.), susitikimai su draugais ir artimaisiais (25 proc.). Galima daryti prielaidą, kad įvairių interesų buvimas padeda šios grupės lėtiniams pacientams ramiai suvokti ligos buvimą.

4. Teiginiuose, susijusiuose su bendravimu su artimaisiais, tiriamieji išreiškia rūpestį dėl artimųjų – 75% („Norėčiau, kad mano vaikai būtų sveiki“) ir tikisi artimųjų palaikymo – 25% („Norėčiau, kad mano artimieji visada būtų su manimi“).

Analizuojant rezultatus, gautus naudojant „Kitų priėmimo“ skalę, paaiškėjo, kad A grupės tiriamieji turi aukštą (58 proc.) ir vidutinį kitų priėmimo lygį (42 proc.), o tai rodo didelę viltį priklausyti ir priėmimo troškimas. Apskritai man patinka kiti žmonės, mano santykiai su jais šilti ir draugiški.

Pokalbio metu gauti duomenys parodė, kad 67% šios grupės pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis, bendravimu yra visiškai patenkinti, 25% patenkinti, tačiau dabar bendrauja mažiau nei anksčiau (susiaurėjo bendravimo ratas), o 8% neturi. pakankamai bendravimo.

Taigi, nepaisant susiaurėjusio socialinio rato, aukštą adaptacijos lygį turintys pacientai yra patenkinti bendravimu su kitais žmonėmis.

5. Pateikdami savo ligos apibrėžimą, 33% tiriamųjų teigia, kad liga yra gyvenimo etapas („Liga man yra apibrėžta riba, gyvenimas „prieš“ ir „po“, tai leido įvertinti mano gyvenimą).

6. Tiriant lyčių skirtumus paaiškėjo, kad ateities atžvilgiu vyrai dažniau nei moterys domisi visuomenės problemomis (67 proc. vyrų, 33 proc. moterų), t.y. parodyti didesnį socialinį aktyvumą.

B grupė (vidutinis prisitaikymo lygis)

1. Teiginiuose apie ateitį respondentų atsakymuose dažniausiai susiduriama su kasdienėmis problemomis - 20% („Ketinu renovuoti namą“), viltys išlaikyti buvusį gyvenimo lygį - 19%. („Labai apsidžiaugsiu, jei ir toliau gyvensiu taip pat“), susirūpinimas sveikata -14% („Ketinu gyventi sveiką gyvenimo būdą, tai svarbiausia gyvenime“), susirūpinimas artimaisiais -10 proc. 9% pacientų tikisi geresnės ateities („Tikiuosi, kad mano būsimas gyvenimas bus geresnis nei dabar“).

2. B grupės tiriamieji, vertindami savo praeitį, pažymi, kad: iš dalies įgyvendino savo planus - (38%); pripažino savo tikslų ir siekių klaidingumą – (35 proc.); įgyvendino savo planus, realizavo save – (15 proc.).

3. Teiginių apie naujienas apie ligą analizė parodė, kad didžioji dalis tiriamųjų šį įvykį vertino gana ramiai (65 proc.), dalis grupės buvo labai susirūpinę (25 proc.), o nedidelė dalis – abejinga (10 proc.).

Pokalbio metu gauti duomenys rodo, kad B grupės tiriamiesiems būdingi įvairūs pomėgiai (skaitymas, radijas, televizija, kinas, žvejyba, susitikimai su draugais, augintiniai ir kt.). Kas svarbu ramiam požiūriui į savo, kaip lėtinio paciento, statusą.

4. Teiginiuose, susijusiuose su bendravimu su artimaisiais, tiriamieji išreiškia susirūpinimą artimaisiais (57 proc.), tikisi artimųjų palaikymo (25 proc.). Kai kurie atsakymai apima baimę likti vienam (25 proc.) („Labai džiaugsiuosi, jei artimieji gyvens su manimi ir manęs nepamirš“).

Analizuojant gautus rezultatus naudojant „Kitų priėmimo“ skalę, paaiškėjo, kad B grupės tiriamieji turi vidutinį kitų priėmimo lygį (78 proc.). Kai kurie tiriamieji rodo aukštą kitų priėmimo lygį (10 %), o kai kurie – žemą lygį (12 %). Tai rodo, kad vidutinį adaptacijos lygį turintiems žmonėms būdingas noras priimti kitus žmones.

Pokalbio metu buvo nustatyta, kad šios grupės pacientai apgailestauja, kad dabar bendrauja mažiau, tačiau apskritai bendravimu yra patenkinti (73 proc.), bendravimu su kitais žmonėmis yra visiškai patenkinti 15 proc., o 12 proc. mano, kad jiems trūksta bendravimo. .

5. Teiginiuose, kuriuose atsispindi jų požiūris į ligą, B grupės tiriamieji rašo, kad liga yra našta artimiesiems (27,5 proc.), liga – gairė arba riba (17,5 proc.). Mirties baimė išreiškiama 20 tiriamųjų atsakymuose, kad liga nėra gyvenimo pabaiga;

C grupė (žemas prisitaikymo lygis)

1. Teiginiuose apie ateitį respondentų atsakymuose dažniausiai nurodomas kokių nors pokyčių nesitikėjimas - 30% ("Ateityje mano gyvenimas nepasikeis"), sunkumų lūkesčiai - 22,5% ("Ateityje" , mano gyvenimas taps dar sunkesnis“ ), buitinės problemos – 17,5 proc. Susirūpinimas sveikata atsispindi 15% tiriamųjų atsakymuose. Kategorija „pasiekimų lūkesčiai“ nepasirodo žemo prisitaikymo lygio tiriamųjų atsakymuose.

2. Vertindami savo praeitį, C grupės žmonės pažymi, kad nepadarė to, ką galėjo padaryti – 40% („Žvelgdamas į savo gyvenimą, manau, galėjau jį nugyventi geriau ir smagiau“), kad buvo daugiau nesėkmės nei pasiekimai - 30% („Žvelgdamas į savo gyvenimą, manau, kad kai kuriems mano gyvenime nepasisekė“).

15% pripažįsta, kad jų tikslai ir siekiai praeityje buvo neteisingi, 10% pažymi, kad sugebėjo iš dalies save realizuoti. Ir tik 5% rašo, kad įvykdė savo planus, įgyvendino save.

3. Išanalizavus pacientų, sergančių lėtinėmis ligomis, pareiškimus dėl žinios apie diagnozę, paaiškėjo, kad dauguma šį įvykį patyrė rimtai – 60 proc.; 30% reagavo gana ramiai, o 10% abejingai.

Pokalbio metu buvo išsiaiškinta, kad C grupės tiriamiesiems būdingi pasyvūs pomėgiai (televizoriaus žiūrėjimas, mezgimas, skaitymas), daugelis pažymėjo mėgstamos veiklos nebuvimą. Galima sakyti, kad interesų trūkumas apsunkina adaptacijos prie ligos procesą, nes jo nekompensuoja prasminga veikla.

1. Teiginiuose, susijusiuose su bendravimu su artimaisiais, tiriamieji tikisi artimųjų palaikymo (50 proc.), išreiškia baimę likti vienam 30 proc. 20% apklaustųjų atsakymuose yra susirūpinimas artimaisiais.

2. Analizuojant rezultatus, gautus naudojant „Kitų priėmimo“ skalę, paaiškėjo, kad C grupės tiriamieji turi žemą (60 proc.) ir vidutinį; (40 proc.) kitų priėmimo lygis, o tai rodo, kad šios grupės žmonės yra santūrūs bendraudami su kitais ir jaučia priešiškumą aplinkiniams.

Pokalbio rezultatų analizė parodė, kad žemą adaptacijos lygį turintys žmonės nėra patenkinti bendravimu su kitais (70 proc.), arba yra patenkinti, tačiau nepatenkinti savo socialinio rato susiaurėjimu (30 proc.).

Pateikdami savo ligos apibrėžimą, C grupės pacientai rašo, kad liga yra gyvenimo pabaiga (40%), išreiškia mirties baimę (20%), liga apibūdinama kaip gairės 30% tiriamųjų.

Motyvacinių poreikių sferos charakteristikų lyginamoji analizė leido nustatyti reikšmingus skirtumus.

1. A grupės tiriamųjų (aukštas adaptacijos lygis) teiginiuose apie ateitį pasiekimų lūkesčiai yra dažnesni (29%) nei B grupėje (9%) φ*=1,604; p≤0,05 ir C grupėje (0%). B grupėje didesnis atsakymų procentas susijęs su kasdienėmis problemomis (20 proc.) nei A grupėje (4 proc.) φ*=1,59; p≤0,05.

2. Teiginiuose apie praeitį A grupės tiriamieji dažniau (54 proc.) nei B grupės tiriamieji (15 proc.) pažymi, kad įvykdė savo planus, įgyvendino save (φ*=2,42; p≤0,01) ir dažniau. nei C grupėje (5%) φ*=2,802; p≤0,01.

C grupės tiriamieji dažniau (30 proc.) nei A grupės tiriamieji (0 proc.) ir B grupės tiriamieji (6 proc.) - φ*=2,83; p≤0,01 rodo, kad nesėkmių buvo daugiau nei laimėjimų. Jie taip pat dažniau (46 proc.) nei B grupės tiriamieji (1 proc.) rašo, kad nepadarė to, ką galėjo padaryti (φ*=3,306; p≤0,01).

B grupėje didesnis procentas (38 proc.) tiriamųjų pažymėjo, kad galėjo iš dalies save realizuoti nei C grupėje (10 proc.), φ*=1,934; p≤0,02.

3. Teiginiuose apie išėjimą į pensiją C grupės tiriamieji dažniau (60 proc.) nei A grupės (25 proc.) ir B grupės tiriamieji (25 proc.) rašo, kad jaudinasi (φ*=1,693; p≤0,04). ).

4. Apibūdindami santykius su artimaisiais, A grupės tiriamieji dažniau (75 proc.) nei C grupės tiriamieji (20 proc.) išreiškia susirūpinimą artimaisiais (φ*=2,725; p≤0,01).

Lėtinėmis ligomis sergantys C grupės pacientai dažniau (30 proc.) nei A grupės (0 proc.) išreiškia baimę likti vieni.

5. A grupės tiriamųjų atsakymuose dažniau girdimas ligos apibrėžimas kaip apibendrinimas (17 proc.) nei C grupėje (0 proc.) ir B grupėje (2,5 proc.) - φ*=1,61 ; p≤0,05.

Reikšmingi skirtumai buvo nustatyti kitų priėmimo skalėje. Sergantys A grupė dažniau (58%) rodo aukštą kitų priėmimo lygį nei C (0%) ir B grupės (10%) φ*=3,302; p≤0,01.

C grupės tiriamieji dažniau (60 proc.) rodo žemą kitų priėmimo lygį nei A grupėje (0 proc.) ir B grupėje (12,5 proc.) - φ*=2,967; p≤0,01

Taigi aukštą adaptacijos lygį turintiems lėtinėmis ligomis sergantiems pacientams būdingas optimistiškesnis požiūris į ateitį, teigiamas praeities vertinimas, aukštas kitų priėmimo lygis.

Tai slypi ryšių tarp senų ir jaunų žmonių sutrikdyme. Šiandien neretai toks reiškinys vadinamas gerontofobija, arba priešiškus jausmus seniems žmonėms. Daugelio pagyvenusių ir senų žmonių stresorių galima išvengti arba palyginti neskausmingai įveikti būtent dėl ​​senyvo amžiaus žmonių pokyčių ir apskritai senėjimo proceso. Garsus amerikiečių gydytojas ir...

Naudota keletas metodų: - sociologijos, deviantologijos, individualių skirtumų psichologijos mokslinės literatūros teorinė analizė narkotines medžiagas vartojančių žmonių psichologinių savybių įtakos tyrimo problemai; - empiriniai – psichodiagnostikos metodai; - lyginamoji analizė; - matematinio ir statistinio tyrimo rezultatų apdorojimo metodai: Studento t-testas...

Vis daugiau susilpnėjusių vaikų, todėl reikalingos specialios prevencinės priemonės, skirtos somatinių ir psichosomatinių ligų profilaktikai. III SKYRIUS. EMPIRINIS PSICHOLOGINIO PRITAIKYMO PRIE ANKSTYKINIŲ VAIKŲ PRIEŽIŪROS YPATUMŲ TYRIMAS 3.1 Imties aprašymas Empirinis tyrimas buvo atliktas 2008 m. rugsėjo – gruodžio mėn. Pagrindas skirtas...

Lygiavertis metodas aiškinant testo rezultatus būtų manyti, kad nulinė hipotezė yra teisinga, galime apskaičiuoti, kokio dydžio tikimybė gauti t- kriterijus, lygus arba didesnis už tikrąją vertę, kurią apskaičiavome pagal turimus imties duomenis. Jei ši tikimybė pasirodo esanti mažesnė už anksčiau priimtą reikšmingumo lygį (pavyzdžiui, P< 0.05), мы вправе отклонить проверяемую нулевую гипотезу. Именно такой подход сегодня используется чаще всего: исследователи приводят в своих работах P-значение, которое легко рассчитывается при помощи статистических программ. Рассмотрим, как это можно сделать в системе R.

Tarkime, kad turime duomenų apie 11 moterų dienos energijos suvartojimą su maistu (kJ/dieną) (pavyzdys paimtas iš knygos Altman D. G. (1981) Praktinė medicinos tyrimų statistika, Chapman & Hall, Londonas):

Šių 11 stebėjimų vidurkis yra:

Klausimas: Ar šio mėginio vidurkis skiriasi nuo nustatytos 7725 kJ/paros normos? Skirtumas tarp mūsų imties vertės ir šio standarto yra gana didelis: 7725 - 6753,6 = 971,4. Tačiau kiek šis skirtumas yra statistiškai? Vienas pavyzdys padės atsakyti į šį klausimą. t- testas. Kaip ir kiti variantai t-testas, vienos imties t testas atliekamas R naudojant t.test() funkciją:

Klausimas: ar šie vidurkiai statistiškai skiriasi? Patikrinkime hipotezę, kad naudojant nėra skirtumo t- testas:

Tačiau kaip tokiais atvejais galime statistiškai įvertinti intervencijos poveikį? Apskritai Studento testas gali būti pavaizduotas kaip

Mokinio t testasnepriklausomiems mėginiams

Mokinio t testas ( t-Studento testas arba tiesiog " t-test") naudojamas, jei reikia palyginti tik dvi grupes kiekybinės charakteristikos su normaliuoju skirstiniu (ypatingas dispersinės analizės atvejis). Pastaba: šio kriterijaus negalima naudoti lyginant kelias grupes poromis, šiuo atveju reikia naudoti dispersijos analizę. Klaidingai naudojant Studento t testą, padidėja tikimybė „atskleisti“ skirtumus, kurių nėra. Pavyzdžiui, užuot pripažinus kelis gydymo būdus vienodai veiksmingais (arba neveiksmingais), vienas iš jų paskelbiamas geresniu.

Du įvykiai vadinami nepriklausomais, jei vieno iš jų įvykimas niekaip neįtakoja kito įvykimo. Panašiai dvi kolekcijos gali būti vadinamos nepriklausomomis, jei vienos iš jų savybės niekaip nesusijusios su kitos savybėmis.

Vykdymo pavyzdys t-testas programoje STATISTICA.

Moterys yra vidutiniškai žemesnės nei vyrai, tačiau tai nėra vyrų įtakos moterims rezultatas – tai genetinių lyties ypatybių klausimas. Naudojant t- Atliekant testą reikia patikrinti, ar yra statistiškai reikšmingas skirtumas tarp vidutinių ūgio verčių vyrų ir moterų grupėse. (Švietimo tikslais darome prielaidą, kad ūgio duomenys atitinka normalų pasiskirstymą, todėl t- testas yra taikomas).

1 pav. Duomenų formatavimo vykdymui pavyzdys t-

Atkreipkite dėmesį į tai, kaip formatuojami duomenys 1 paveiksle. Kaip ir kuriant grafikus, pvzŪsų siužetas arba Dėžutės-ūsų sklypas, lentelėje yra du kintamieji: vienas iš jų yra grupavimas (Grupavimo kintamasis) ("Lytis") - yra kodai (vyras ir žmona), leidžiantys programai nustatyti, kuris iš ūgio duomenų priklauso kuriai grupei; antrasis – vadinamasis priklausomas kintamasis (Priklausomas kintamasis) („Augimas“) – pateikiami faktiniai analizuojami duomenys. Tačiau vykdantt-nepriklausomų imčių testas programoje STATISTICA, galimas ir kitas dizaino variantas - kiekvienos grupės („Vyrai“ ir „Moterys“) duomenis galima įrašyti į atskirus stulpelius (2 pav.).

2 pav. Kitas duomenų formatavimo vykdymui variantas t- nepriklausomų mėginių bandymas

Atlikti t-Norėdami atlikti nepriklausomą mėginių tyrimą, turite atlikti šiuos veiksmus:

1-a. Paleisti modulį t- tešla iš meniu Statistika > Pagrindinė statistika / lentelės > t- testas, nepriklausomi, pagal grupes(jei duomenų lentelėje yra grupavimo kintamasis, žr. 3 pav.).

ARBA

1-b. Paleisti modulį t- tešla iš meniu Statistika > Pagrindinė statistika / lentelės > t-testas, nepriklausomas, pagal kintamuosius(jei duomenys įvedami į nepriklausomus stulpelius, žr. 4 pav.).

Žemiau pateikiama testo versija, kurios duomenų lentelėje yra grupavimo kintamasis.

2. Atsidariusiame lange spustelėkite mygtuką Kintamieji ir pasakykite programai, kuris iš lentelės kintamųjų Skaičiuoklė yra grupavimas, o kuris yra priklausomas (5-6 pav.).

5 pav. Kintamųjų, kuriuos norite įtraukti, pasirinkimas t- testas

6 pav. Langas su in dirigavimui pasirinkti kintamieji t- testas

3. Paspauskite mygtukąSantrauka: T testai.

7 pav. Rezultatai t- nepriklausomų mėginių bandymas

Dėl to programa parengs darbaknygęDarbo knyga, kurioje yra lentelė su rezultataist-testas (7 pav ). Šioje lentelėje yra keli stulpeliai:

• Vidutiniškai(vyras) - vidutinis ūgis „Vyrų“ grupėje;
• Vidutiniškai(moteris) - vidutinis ūgis „Moterų“ grupėje;
• t- vertė: programos apskaičiuota vertė t-Mokinio testas;
• df- laisvės laipsnių skaičius;
• P- hipotezės, kad palygintos vidutinės vertės nesiskiria, pagrįstumo tikimybė. Tiesą sakant, tai yra svarbiausias analizės rezultatas, nes tai yra vertė P nurodo, ar tikrinama hipotezė yra teisinga. Mūsų pavyzdyje P > 0,05, iš ko galime daryti išvadą, kad statistiškai reikšmingų skirtumų tarp vyrų ir moterų ūgių nėra.
• Galiojantis N(vyras) - imties dydis „Vyrai“;
• Galiojantis N(moteris) - imties dydis „Moterys“;
• Std. dev. (vyras) - standartinis „Vyrų“ imties nuokrypis;
• Std. dev. (moteris) - „Moterų“ imties standartinis nuokrypis;
• F santykis, dispersijos- Fišerio F testo reikšmė, kurios pagalba tikrinama hipotezė apie lyginamų imčių dispersijų lygybę;
• P, Nukrypimai- hipotezės, kad lyginamų imčių dispersijos nesiskiria, pagrįstumo tikimybė.

Istorija

Šį kriterijų sukūrė Williamas Gossetas, siekdamas įvertinti alaus kokybę Guinness kompanijoje. Dėl įsipareigojimų bendrovei dėl komercinių paslapčių neatskleidimo (Gineso vadovybė statistikos aparato naudojimą savo darbe laikė tokiu), Gosseto straipsnis buvo paskelbtas 1908 m. žurnale Biometrics slapyvardžiu „Student“.

Duomenų reikalavimai

Norint taikyti šį kriterijų, pirminiai duomenys turi turėti normalųjį pasiskirstymą. Taikant dviejų imčių testą nepriklausomoms imtims, taip pat būtina laikytis dispersijų lygybės sąlygos. Tačiau yra ir alternatyvų Studento t testui situacijoms su nevienodomis dispersijomis.

Dviejų imčių t testas nepriklausomiems mėginiams

Jei imties dydis šiek tiek skiriasi, apytiksliai skaičiavimams naudojama supaprastinta formulė:

Jei imties dydis labai skiriasi, naudojama sudėtingesnė ir tikslesnė formulė:

Kur M 1 ,M 2 – aritmetiniai vidurkiai, σ 1, σ 2 – standartiniai nuokrypiai ir N 1 ,N 2 - mėginių dydžiai.

Dviejų imčių t testas priklausomiems mėginiams

Norint apskaičiuoti empirinę t-testo reikšmę, kai tikrinama hipotezė apie skirtumus tarp dviejų priklausomų imčių (pavyzdžiui, dvi to paties testo imtys su laiko intervalu), naudojama ši formulė:

Kur M d yra vidutinis reikšmių skirtumas ir σ d- standartinis skirtumų nuokrypis.

Laisvės laipsnių skaičius apskaičiuojamas kaip

Vieno imties t testas

Naudojama hipotezei apie skirtumą tarp vidutinės vertės ir kai kurios žinomos vertės patikrinti:

Laisvės laipsnių skaičius apskaičiuojamas kaip

Neparametriniai analogai

Dviejų imčių testo, skirto nepriklausomiems mėginiams, analogas yra Mann-Whitney U testas. Priklausomų mėginių atveju analogai yra ženklų testas ir Wilcoxon T testas

Automatinis Stjudento t-testo skaičiavimas

Wikimedia fondas.

2010 m.

Pažiūrėkite, kas yra „Studento T testas“ kituose žodynuose: Studento t-c testas - Studento kriterijus arba t c. arba S. t testas – statistinis skirtumo tarp palyginamų vidurkių reikšmingumo kriterijus. Nustatyta pagal šio skirtumo ir skirtumo paklaidos santykį: t reikšmėms... ...

Genetika. Enciklopedinis žodynas

Studento T testas yra bendras hipotezių statistinio tikrinimo metodų klasės pavadinimas (statistiniai testai), pagrįsti palyginimu su Stjudento skirstiniu. Dažniausi t testo naudojimo atvejai yra susiję su lygybės tikrinimu... ... Vikipedija Mokinio t testas - Stjūdento kriterijus statusas T sritis augalininkystė apibrėžtis Skirtumo tarp dviejų vidurkių patikimumo rodiklis, išreiškiamas skirtumo ir jo paklaidos santykiu. atitikmenys: angl. Studento testas rus. Mokinio testas...

Studento T testas yra bendras hipotezių statistinio tikrinimo metodų klasės pavadinimas (statistiniai testai), pagrįsti palyginimu su Stjudento skirstiniu. Dažniausi t testo naudojimo atvejai yra susiję su lygybės tikrinimu... ... VikipedijaŽemės ūkio augalų selekcija ir sėklininkystės terminų žodynas - Statistinis testas, kuriame, remiantis nulinės hipotezės prielaida, naudojama statistika atitinka t skirstinį (Studentų skirstinys). Pastaba. Pateikiame šio kriterijaus taikymo pavyzdžius: 1. tikrinant vidurkio lygybę... ...

Sociologinės statistikos žodynas STUDENTŲ KRITERIJAS - Biometrinis rodiklis, rodantis skirtumo (td) tarp dviejų gyvūnų grupių vidutinių verčių, palyginti su viena kita (M1 ir M2), skirtumo (td) patikimumą bet kuriai charakteristikai. Skirtumo patikimumas nustatomas pagal formulę: Gauta td reikšmė lyginama su... ...

Sociologinės statistikos žodynas- įvertina dviejų vidutinių reikšmių artumą, atsižvelgiant į tai, ar jis klasifikuojamas kaip atsitiktinis (tam tikru reikšmingumo lygiu), atsakydamas į klausimą, ar vidutinės reikšmės statistiškai reikšmingai skiriasi viena nuo kitos