Rëndësia empirike e kriterit studentor. Llogaritja e një intervali besimi duke përdorur shpërndarjen t të studentit

Metoda ju lejon të testoni hipotezën se vlerat mesatare të dy popullsive të përgjithshme nga të cilat janë nxjerrë ato të krahasuara i varur mostrat ndryshojnë nga njëri-tjetri. Supozimi i varësisë më së shpeshti nënkupton që tipari matet në të njëjtën mostër dy herë, për shembull, para ndërhyrjes dhe pas saj. Në rastin e përgjithshëm, secilit përfaqësues të një kampioni i caktohet një përfaqësues nga një kampion tjetër (ato janë të kombinuara në çifte) në mënyrë që të dy seritë e të dhënave të lidhen pozitivisht me njëra-tjetrën. Llojet më të dobëta të varësisë së mostrës: kampioni 1 - burrat, kampioni 2 - gratë e tyre; kampioni 1 - fëmijët një vjeç, kampioni 2 përbëhet nga binjakët e fëmijëve në kampionin 1, etj.

Hipoteza statistikore e testueshme, si në rastin e mëparshëm, H 0: M 1 = M 2(vlerat mesatare në mostrat 1 dhe 2 janë të barabarta nëse refuzohet, pranohet hipoteza alternative që). M 1 më shumë (më pak) M 2.

Supozimet fillestare për testimin statistikor:

□ çdo përfaqësues i një kampioni (nga një popullatë e përgjithshme) shoqërohet me një përfaqësues të një kampioni tjetër (nga një popullatë tjetër e përgjithshme);

□ Të dhënat nga dy mostra janë të korreluara pozitivisht (formoni çifte);

□ shpërndarja e karakteristikës së studiuar në të dy mostrat korrespondon me ligjin normal.

Struktura e të dhënave burimore: ka dy vlera të veçorisë së studiuar për çdo objekt (për secilën palë).

Kufizimet: shpërndarja e karakteristikës në të dy mostrat nuk duhet të ndryshojë ndjeshëm nga normalja; të dhënat e dy matjeve që u korrespondojnë të dy mostrave janë të korreluara pozitivisht.

Alternativat: Testi Wilcoxon T, nëse shpërndarja për të paktën një mostër ndryshon ndjeshëm nga normalja; t-Testi i studentit për mostrat e pavarura - nëse të dhënat për dy mostrat nuk janë të korreluara pozitivisht.

Formula për vlerën empirike të testit t Studentit pasqyron faktin se njësia e analizës për dallimet është ndryshim (ndërrim) vlerat karakteristike për çdo palë vëzhgimesh. Prandaj, për secilin prej N çifteve të vlerave të atributeve, diferenca llogaritet fillimisht d i = x 1 i - x 2 i.

(3) ku M d – diferenca mesatare e vlerave; σ d – devijimi standard i diferencave.

Shembull i llogaritjes:

Supozoni se gjatë testimit të efektivitetit të trajnimit, secilit prej 8 anëtarëve të grupit iu bë pyetja "Sa shpesh përkojnë mendimet tuaja me opinionet e grupit?" - dy herë, para dhe pas stërvitjes. Për përgjigjet u përdor një shkallë me 10 pikë: 1 - kurrë, 5 - gjysma e kohës, 10 - gjithmonë. U testua hipoteza se si rezultat i trajnimit do të rritej vetëvlerësimi i konformitetit (dëshira për të qenë si të tjerët në grup) të pjesëmarrësve (α = 0.05). Le të krijojmë një tabelë për llogaritjet e ndërmjetme (Tabela 3).

Tabela 3

Mesatarja aritmetike për diferencën M d = (-6)/8= -0,75. Zbrisni këtë vlerë nga çdo d (kolona e parafundit e tabelës).

Formula për devijimin standard ndryshon vetëm në atë që d shfaqet në të në vend të X. Ne zëvendësojmë të gjitha vlerat e nevojshme dhe marrim

σ d = = 0,886.

Hapi 1. Llogaritni vlerën empirike të kriterit duke përdorur formulën (3): diferencë mesatare Md= -0,75; devijimi standard σ d = 0,886; t e = 2,39; df = 7.

Hapi 2. Duke përdorur tabelën e vlerave kritike të kriterit t-Student, ne përcaktojmë nivelin p të rëndësisë. Për df = 7, vlera empirike është midis vlerave kritike për p = 0.05 dhe p - 0.01. Prandaj, p< 0,05.

Hapi 3. Ne marrim një vendim statistikor dhe formulojmë një përfundim. Hipoteza statistikore e barazisë së mjeteve hidhet poshtë. Konkluzioni: vetë-vlerësimi i konformitetit të pjesëmarrësve pas trajnimit u rrit ndjeshëm statistikisht (në nivelin e rëndësisë p< 0,05).

Metodat parametrike përfshijnë krahasimi i variancave të dy mostrave sipas kriterit F-Fisher. Ndonjëherë kjo metodë çon në përfundime të vlefshme kuptimplote, dhe në rastin e krahasimit të mjeteve për mostra të pavarura, krahasimi i variancave është të detyrueshme procedurë.

Për të llogaritur F em ju duhet të gjeni raportin e variancave të dy mostrave, dhe kështu që varianca më e madhe të jetë në numërues, dhe ajo më e vogla të jetë në emërues.

Krahasimi i variacioneve. Metoda ju lejon të testoni hipotezën se variancat e dy popullatave nga të cilat janë nxjerrë mostrat e krahasuara ndryshojnë nga njëra-tjetra. Hipoteza statistikore e testuar H 0: σ 1 2 = σ 2 2 (varianca në kampionin 1 është e barabartë me variancën në kampionin 2). Nëse refuzohet, pranohet hipoteza alternative se një variancë është më e madhe se tjetra.

Supozimet fillestare: dy mostra janë marrë në mënyrë të rastësishme nga popullata të ndryshme me një shpërndarje normale të karakteristikës që studiohet.

Struktura e të dhënave burimore: karakteristika që studiohet matet në objekte (subjekte), secila prej të cilave i përket njërit prej dy mostrave që krahasohen.

Kufizimet: shpërndarjet e tiparit në të dy mostrat nuk ndryshojnë ndjeshëm nga normalja.

Metoda alternative: Testi i Levene, përdorimi i të cilit nuk kërkon kontrollimin e supozimit të normalitetit (përdoret në programin SPSS).

Formula për vlerën empirike të testit Fisher's F:

(4)

ku σ 1 2 - dispersion i madh, dhe σ 2 2 - dispersion më i vogël. Duke qenë se paraprakisht nuk dihet se cili dispersion është më i madh, atëherë për të përcaktuar nivelin p përdoret Tabela e vlerave kritike për alternativat jo-drejtuese. Nëse F e > F Kp për numrin përkatës të shkallëve të lirisë, atëherë r < 0,05 и статистическую гипотезу о равенстве дисперсий можно отклонить (для α = 0,05).

Shembull i llogaritjes:

Fëmijëve iu dhanë probleme të rregullta aritmetike, pas së cilës një gjysmës së nxënësve të përzgjedhur rastësisht iu tha se kishin dështuar në test, ndërsa të tjerëve iu tha e kundërta. Më pas çdo fëmijë u pyet se sa sekonda do t'i duheshin për të zgjidhur një problem të ngjashëm. Eksperimentuesi llogariti ndryshimin midis kohës që thirri fëmija dhe rezultatit të detyrës së përfunduar (në sekonda). Pritej që mesazhi i dështimit të shkaktonte njëfarë pamjaftueshmërie në vetëvlerësimin e fëmijës. Hipoteza që u testua (në nivelin α = 0,005) ishte se varianca e vetëvlerësimit të përgjithshëm nuk varet nga raportet e suksesit ose dështimit (H 0: σ 1 2 = σ 2 2).

Janë marrë të dhënat e mëposhtme:

Hapi 1. Llogaritni vlerën empirike të kriterit dhe numrin e shkallëve të lirisë duke përdorur formulat (4):

Hapi 2. Sipas tabelës së vlerave kritike të kriterit f Fisher për i padrejtuar alternativat për të cilat gjejmë vlerën kritike numri df = 11; df di= 11. Megjithatë, ekziston një vlerë kritike vetëm për numri df= 10 dhe df di = 12. Është e pamundur të marrim një numër më të madh të shkallëve të lirisë, prandaj marrim vlerën kritike për numri df= 10: Për r = 0,05 F Kp = 3.526; Për r = 0,01 F Kp = 5,418.

Hapi 3. Marrja e një vendimi statistikor dhe përfundimi kuptimplotë. Meqenëse vlera empirike e kalon vlerën kritike për r= 0.01 (dhe aq më tepër për p = 0.05), atëherë në këtë rast p< 0,01 и принимается альтернативная гипо­теза: дисперсия в группе 1 превышает дисперсию в группе 2 (fq< 0.01). Rrjedhimisht, pas një mesazhi për dështimin, pamjaftueshmëria e vetëvlerësimit është më e lartë se pas një mesazhi për sukses.

/ statistika praktike / materiale referimi / vlerat e testit t studentit

Kuptimit -Testi i studentit në nivelet e rëndësisë 0.10, 0.05 dhe 0.01

ν – shkallët e lirisë së variacionit

Vlerat e testit t standard të Studentit

Tabela XI

Vlerat standarde të testit Fisher përdoren për të vlerësuar rëndësinë e dallimeve midis dy mostrave

T-testi i studentit

T-testi i studentit- një emër i përgjithshëm për një klasë metodash për testimin statistikor të hipotezave (teste statistikore) bazuar në shpërndarjen Studenti. Përdorimet më të zakonshme të testit t përfshijnë testimin e barazisë së mesatareve në dy mostra.

t-statistikat zakonisht ndërtohen sipas parimit të përgjithshëm vijues: numëruesi është një ndryshore e rastësishme me pritshmëri matematikore zero (nëse plotësohet hipoteza zero), dhe emëruesi është mostra e devijimit standard të kësaj ndryshoreje të rastësishme, e marrë si rrënjë katrore e vlerësimi i variancës së papërzier.

Histori

Ky kriter u zhvillua nga William Gosset për të vlerësuar cilësinë e birrës në Guinness. Në lidhje me detyrimet ndaj kompanisë në lidhje me moszbulimin e sekreteve tregtare (menaxhimi i Guinness e konsideroi përdorimin e aparatit statistikor në punën e tyre si të tillë), artikulli i Gosset u botua në 1908 në revistën Biometrics me pseudonimin "Studenti".

Kërkesat e të dhënave

Për të zbatuar këtë kriter, është e nevojshme që të dhënat origjinale të kenë një shpërndarje normale. Në rastin e aplikimit të një testi me dy mostra për mostra të pavarura, është gjithashtu e nevojshme të respektohet kushti i barazisë së variancave. Megjithatë, ka alternativa ndaj testit të Studentit për situata me varianca të pabarabarta.

Kërkesa e normalitetit të shpërndarjes së të dhënave është e nevojshme për një test të saktë t (\displaystyle t). Megjithatë, edhe me shpërndarjet e tjera të të dhënave, është e mundur të përdoren statistikat t (\displaystyle t). Në shumë raste, kjo statistikë në mënyrë asimptotike ka një shpërndarje normale standarde - N (0, 1) (\displaystyle N(0,1)), kështu që mund të përdoren kuantile të kësaj shpërndarjeje. Megjithatë, edhe në këtë rast, shpesh përdoren kuantile jo të shpërndarjes normale standarde, por të shpërndarjes përkatëse Student, si në testin e saktë t (\displaystyle t). Ato janë asimptotike ekuivalente, por në mostra të vogla, intervalet e besimit të shpërndarjes së Studentit janë më të gjera dhe më të besueshme.

T-test me një mostër

Përdoret për të testuar hipotezën zero H 0: E (X) = m (\displaystyle H_(0):E(X)=m) në lidhje me barazinë e pritshmërisë matematikore E (X) (\displaystyle E(X)) në disa vlera të njohura m ( \displaystyle m) .

Natyrisht, nëse hipoteza zero plotësohet, E (X ¯) = m (\displaystyle E((\overline (X)))=m) . Duke marrë parasysh pavarësinë e supozuar të vëzhgimeve, V (X ¯) = σ 2 / n (\displaystyle V((\overline (X)))=\sigma ^(2)/n) . Duke përdorur një vlerësim të paanshëm të variancës s X 2 = ∑ t = 1 n (X t − X ¯) 2 / (n − 1) (\displaystyle s_(X)^(2)=\shuma _(t=1)^( n )(X_(t)-(\overline (X)))^(2)/(n-1)) marrim statistikat e mëposhtme t:

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

Sipas hipotezës zero, shpërndarja e kësaj statistike është t (n − 1) (\displaystyle t(n-1)) . Rrjedhimisht, nëse vlera absolute e statistikave tejkalon vlerën kritike të një shpërndarjeje të caktuar (në një nivel të caktuar rëndësie), hipoteza zero hidhet poshtë.

T-test me dy mostra për mostra të pavarura

Le të ketë dy mostra të pavarura të vëllimeve n 1, n 2 (\displaystyle n_(1)~,~n_(2)) të ndryshoreve të rastësishme të shpërndara normalisht X 1, X 2 (\displaystyle X_(1),~X_(2 )). Është e nevojshme të testohet hipoteza zero e barazisë së pritjeve matematikore të këtyre variablave të rastësishme H 0: M 1 = M 2 (\displaystyle H_(0):~M_(1)=M_(2)) duke përdorur të dhënat e mostrës.

Merrni parasysh ndryshimin midis mesatareve të mostrës Δ = X ¯ 1 − X ¯ 2 (\displaystyle \Delta =(\overline (X))_(1)-(\overline (X))_(2)) . Natyrisht, nëse hipoteza zero është e vërtetë E (Δ) = M 1 − M 2 = 0 (\displaystyle E(\Delta)=M_(1)-M_(2)=0) . Varianca e këtij ndryshimi është e barabartë, bazuar në pavarësinë e mostrave: 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)))) . Pastaj duke përdorur vlerësimin e variancës së paanshme 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))) marrim një vlerësim të paanshëm të variancës së diferencës ndërmjet mesatareve të mostrës: s Δ 2 = s 1 2 n 1 + s 2 2 n 2 (\ style display s_(\Delta )^(2)=(\frac (s_(1)^(2))(n_(1)))+(\frac (s_(2)^( 2))(n_(2) ))) . Prandaj, statistika t për testimin e hipotezës zero është

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))))) ))

Nëse hipoteza zero është e vërtetë, kjo statistikë ka një shpërndarje t (d f) (\displaystyle t(df)), ku 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))))

Rasti i variancës së barabartë

Nëse variancat e mostrave supozohen të jenë të barabarta, atëherë

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

Atëherë statistika t është:

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 (\ stili i shfaqjes t=(\frac ((\mbi linjë (X))_(1)-(\mbi linjë (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)))

Kjo statistikë ka shpërndarje t (n 1 + n 2 − 2) (\displaystyle t(n_(1)+n_(2)-2))

T-test me dy mostra për mostrat e varura

Për të llogaritur vlerën empirike të kriterit t (\displaystyle t) në situatën e testimit të një hipoteze për dallimet midis dy mostrave të varura (për shembull, dy mostra të të njëjtit test me një interval kohor), përdoret formula e mëposhtme:

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

ku M d (\displaystyle M_(d)) është diferenca mesatare e vlerave, s d (\displaystyle s_(d)) është devijimi standard i dallimeve dhe n është numri i vëzhgimeve

Kjo statistikë ka një shpërndarje t (n − 1) (\displaystyle t(n-1)) .

Testimi i një kufizimi linear në parametrat e regresionit linear

Testi t mund të testojë gjithashtu një kufizim linear arbitrar (të vetëm) në parametrat e një regresioni linear të vlerësuar nga katrorët më të vegjël të zakonshëm. Le të jetë e nevojshme të testohet hipoteza H 0: c T b = a (\displaystyle H_(0):c^(T)b=a) . Natyrisht, nëse hipoteza zero plotësohet, 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) . Këtu përdorim vetinë e vlerësimeve të paanshme të katrorëve më të vegjël të parametrave të modelit E (b ^) = b (\displaystyle E((\hat (b)))=b) . Përveç kësaj, 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) . Duke përdorur në vend të variancës së panjohur vlerësimin e saj të paanshëm s 2 = E S S / (n − k) (\displaystyle s^(2)=ESS/(n-k)) ne marrim statistikat t vijuese:

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)))))

Kjo statistikë, kur plotësohet hipoteza zero, ka një shpërndarje t (n − k) (\displaystyle t(n-k)) , kështu që nëse vlera statistikore është më e lartë se vlera kritike, atëherë hipoteza zero e një kufizimi linear refuzohet. .

Testimi i hipotezave për koeficientin e regresionit linear

Një rast i veçantë i një kufizimi linear është testimi i hipotezës se koeficienti i regresionit b j (\displaystyle b_(j)) është i barabartë me një vlerë të caktuar a (\displaystyle a) . Në këtë rast, statistika t përkatëse është:

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

ku s b ^ j (\displaystyle s_((\hat (b))_(j))) është gabimi standard i vlerësimit të koeficientit - rrënja katrore e elementit diagonal përkatës të matricës së kovariancës së vlerësimeve të koeficientit.

Nëse hipoteza zero është e vërtetë, shpërndarja e kësaj statistike është t (n − k) (\displaystyle t(n-k)) . Nëse vlera absolute e statistikës është më e lartë se vlera kritike, atëherë diferenca midis koeficientit dhe a (\displaystyle a) është statistikisht domethënëse (jo e rastësishme), përndryshe është e parëndësishme (e rastësishme, domethënë koeficienti i vërtetë është ndoshta e barabartë me ose shumë afër vlerës së vlerësuar të a (\ stili i shfaqjes a))

Komentoni

Një test me një mostër për pritjet matematikore mund të reduktohet në testimin e një kufizimi linear në parametrat e regresionit linear. Në një test me një mostër, ky është një "regresion" në një konstante. Prandaj, s 2 (\displaystyle s^(2)) i regresionit është një vlerësim mostër i variancës së ndryshores së rastësishme që studiohet, matrica X T X (\displaystyle X^(T)X) është e barabartë me n (\displaystyle n ), dhe vlerësimi i “koeficientit” të modelit është i barabartë me mesataren e mostrës. Nga këtu marrim shprehjen për statistikën t të dhënë më sipër për rastin e përgjithshëm.

Në mënyrë të ngjashme, mund të tregohet se një test me dy mostra me varianca të barabarta të mostrës gjithashtu redukton në testimin e kufizimeve lineare. Në një test me dy mostra, ky është një "regresion" në një variabël konstante dhe të rreme që identifikon nënmostrën në varësi të vlerës (0 ose 1): y = a + b D (\displaystyle y=a+bD) . Hipoteza për barazinë e pritjeve matematikore të mostrave mund të formulohet si hipotezë për barazinë e koeficientit b të këtij modeli me zero. Mund të tregohet se statistika t e përshtatshme për testimin e kësaj hipoteze është e barabartë me statistikën t të dhënë për testin me dy mostra.

Gjithashtu mund të reduktohet në kontrollimin e kufizimit linear në rastin e dispersioneve të ndryshme. Në këtë rast, varianca e gabimit të modelit merr dy vlera. Nga kjo mund të merrni edhe një statistikë t të ngjashme me atë të dhënë për testin me dy mostra.

Analoge joparametrike

Një analog i testit me dy mostra për mostrat e pavarura është testi Mann-Whitney U. Për situatën me mostrat e varura, analoge janë testi i shenjave dhe testi Wilcoxon T

Letërsia

Studenti. Gabimi i mundshëm i një mesatareje. // Biometrika. 1908. Nr 6 (1). F. 1-25.

Lidhjet

Mbi kriteret për testimin e hipotezave në lidhje me homogjenitetin e mjeteve në faqen e internetit të Universitetit Teknik Shtetëror Novosibirsk

1. Metoda e studentit (t-test)

Kjo metodë përdoret për të testuar hipotezën për besueshmërinë e ndryshimit të mesatareve gjatë analizimit të të dhënave sasiore në zgjedhjet me një shpërndarje normale.

ku x 1 dhe x 2 janë vlerat mesatare aritmetike të variablave në grupet 1 dhe 2,

SΔ - gabim standard i diferencës.

Nëse n 1 =n 2 atëherë ku n 1 dhe n 2 janë numri i elementeve në kampionin e parë dhe të dytë, δ 1 dhe δ 2 janë devijime standarde për kampionin e parë dhe të dytë.

Nëse n 1 ≠ n 2 atëherë

Niveli i rëndësisë përcaktohet duke përdorur një tabelë të veçantë.

2. Kriteri φ* - Transformimi këndor Fisher

Ky kriter vlerëson besueshmërinë e diferencave midis përqindjeve të dy mostrave në të cilat është regjistruar karakteristika me interes për ne.

Vlera empirike e φ* llogaritet duke përdorur formulën:

φ*=(φ 1 - φ 2) . , Ku

φ 1 – kënd që i përgjigjet një përqindjeje të madhe.

φ 2 – këndi që i përgjigjet përqindjes më të vogël.

n 1 – numri i vëzhgimeve në mostrën 1

n 2 – numri i vëzhgimeve në mostrën 2

Niveli i rëndësisë φ* i vlerës empirike përcaktohet duke përdorur një tabelë të veçantë. Sa më e madhe të jetë vlera e φ*, aq më shumë ka të ngjarë që dallimet të jenë të rëndësishme.

2.2 Rezultatet e hulumtimit dhe analiza e tyre

2.2.1 Veçoritë e përshtatjes së pacientëve me sëmundje kronike

Për të studiuar shkallën e përshtatjes është përdorur metoda e diagnostikimit të përshtatjes socio-psikologjike të K. Rogers dhe R. Diamond.

Bazuar në analizën e treguesit të përshtatjes integrale, u identifikuan 3 grupe eksperimentale të subjekteve:

1. me nivel të lartë përshtatjeje – grupi A.

Vlera e treguesit të përshtatjes është nga 66 në 72 pikë. (M=67)

2. me nivel mesatar përshtatjeje – grupi B.

Vlera e treguesit të përshtatjes është nga 49 në 65 pikë. (M=56.6)

3. me nivel të ulët përshtatjeje – grupi C.

Vlera e treguesit të përshtatjes është nga 38 në 48 pikë. (M=41.3)

Rëndësia e dallimeve në nivelin e përshtatjes midis grupeve eksperimentale u testua duke përdorur testin t Student. Dallimet janë statistikisht të rëndësishme në p≤0,01 midis grupeve A dhe B, grupeve B dhe C, grupeve A dhe C. Kështu, mund të konkludojmë se pacientët me sëmundje kronike karakterizohen nga shkallë të ndryshme përshtatjeje.

Shumica e pacientëve me sëmundje kronike karakterizohen nga një shkallë mesatare e përshtatjes (65%), me një nivel të lartë përshtatjeje - 19%, grupi i tretë i pacientëve me një nivel të ulët të përshtatjes (16%).

Është kryer një analizë e dallimeve gjinore në nivelin e përshtatjes së pacientëve me sëmundje kronike. U zbulua se shumica e grave dhe burrave karakterizohen nga një nivel mesatar i përshtatjes (65% dhe 63%, përkatësisht) - shih tabelën. nr 1.

Tabela nr. 1

Dallimet gjinore në përshtatjen e pacientëve me sëmundje kronike

(sipas grupeve të lëndëve, %)

Rëndësia e dallimeve u përcaktua duke përdorur testin φ Fisher. U zbulua se në asnjë nga grupet eksperimentale ndryshimet në përshtatje midis burrave dhe grave nuk ishin domethënëse. (Grupi A–φ=0,098, grupi B - φ=0,161, grupi C - φ=0,106).

2.2.2 Karakteristikat e personalitetit të pacientëve me sëmundje kronike me shkallë të ndryshme përshtatjeje

Së pari, le të shqyrtojmë tiparet e vetëdijes së grupeve eksperimentale të testuara.

Grupi A (niveli i lartë i përshtatjes)

Rezultatet e marra duke përdorur shkallën “Vetëpranimi” treguan se shumica e subjekteve në këtë grup kanë një nivel të lartë dhe mesatar të vetëpranimit (33%). Subjektet e grupit A nuk kishin rezultate të ulëta në shkallën “Vetëpranimi”.

Kështu, pacientët me sëmundje kronike me një nivel të lartë përshtatjeje vlerësojnë shumë pamjen e tyre, aftësinë e tyre për të përballuar situata të vështira dhe e konsiderojnë veten interesant si individë.

Gjatë studimit të dallimeve gjinore, u zbulua se gratë me një nivel të lartë të përshtatjes në periudhën pas punës më shpesh tregojnë një nivel të lartë të vetëpranimit (83%), ndërsa burrat janë po aq të lartë dhe mesatarë (50% dhe 50% ).

Për një studim më të detajuar të ideve të një personi për veten e tij, u përdor teknika "Diferenciale Personale".

Interpretimi i të dhënave të marra duke përdorur LD u krye sipas 3 faktorëve:

Vlerësimi (O)

Aktiviteti (A)

Për secilin faktor, në përputhje me standardet standarde, dallohen 5 nivele:

Shumë e ulët (7-13 pikë)

E ulët (14-20 pikë)

Mesatarja (21-34 pikë)

Lartë (35-41 pikë)

Shumë e lartë (42-49 pikë)

Vlerat shumë të ulëta nuk u gjetën në asnjë grup për të gjithë faktorët, prandaj, gjatë interpretimit të rezultateve, kjo kategori nuk shqyrtohet.

Rezultatet për faktorin e vlerësimit tregojnë nivelin e vetëvlerësimit; sipas faktorit të forcës për zhvillimin e aspekteve vullnetare të personalitetit; sipas faktorit aktivitet të ekstroversionit të personalitetit.

Gjatë analizimit të rezultateve në grupin A (me një nivel të lartë përshtatjeje), nuk u zbuluan vlera të ulëta për asnjë faktor (vlerësim, forcë, aktivitet), i cili korrigjon të dhënat e marra me ndihmën e shkollës "Vetëpranimi". .

Analiza e rezultateve sipas faktorëve zbuloi karakteristikat e mëposhtme:

Shumica e subjekteve në këtë grup kishin një nivel optimal të vetëvlerësimit për sa i përket faktorit të forcës (58% - vlera mesatare, 17% - e lartë). Ka edhe vlera shumë të larta (25%).

Kjo tregon se pacientët me sëmundje kronike me nivel të lartë përshtatjeje janë të sigurt në vetvete, të pavarur dhe mbështeten në forcat e tyre në situata të vështira.

Sipas faktorit të vlerësimit në grupin A, vlerat e shumicës së subjekteve u caktuan në nivelin optimal (vlerat e larta - 50%, mesatare - 25%). Ka edhe vlera shumë të larta (25%). Kjo sugjeron që subjektet e pranojnë veten si individë dhe e njohin veten si bartës të karakteristikave pozitive, të dëshirueshme shoqërore.

Për faktorin e aktivitetit, numri më i madh i vlerave mesatare (42%) dhe të larta (33%). Vlerat shumë të larta gjenden në 28% të subjekteve. Këto rezultate tregojnë aktivitet të lartë të pacientëve me sëmundje kronike me nivel të lartë përshtatjeje dhe shoqërueshmërie.

Gjatë kryerjes së përpunimit statistikor duke përdorur testin φ Fisher (niveli i rëndësisë 0.05), u identifikuan dallime domethënëse në fuqinë dhe faktorët e vlerësimit. Në grupin eksperimental A, mbizotërojnë vlerat mesatare për faktorin e forcës, dhe pikët për faktorin janë të larta. Bazuar në këtë, mund të konkludojmë se pacientët me një nivel të lartë përshtatjeje i vlerësojnë karakteristikat e tyre të dëshirueshme shoqërore dhe veten si person më të lartë se cilësitë e tyre vullnetare.

Gjatë studimit të dallimeve gjinore, u zbuluan dallime domethënëse në faktorët e forcës dhe vlerësimit (kriteri φ, p = 0.01). Shih tabelën. 2, 3.

Tabela nr. 2

Dallimet seksuale në faktorin "Forca" LD (%)

Gratë e grupit A në shumicën e rasteve tregojnë një vlerë mesatare për faktorin “Forca” (83%), ndërsa meshkujt kanë një vlerë shumë të lartë (50%).

Tabela nr. 3

Dallimet gjinore në grupin A sipas faktorit “Vlerësimi” LD (%)

Shumica e grave në grupin A kanë rezultate të larta (67%) dhe shumë të larta (33%) në faktorin “Vlerësim”, ndërsa meshkujt kanë rezultate mesatare (50%) dhe të larta (33%).

Kështu, burrat me një nivel të lartë përshtatjeje vlerësojnë shumë cilësitë e tyre me vullnet të fortë dhe vetëbesimin, ndërsa gratë me një nivel të lartë përshtatjeje vlerësojnë lartë cilësitë e tyre sociale dhe nivelin e arritjeve.

Për të studiuar lokalizimin e kontrollit mbi ngjarje të rëndësishme, u përdor shkalla e "Brendësisë".

Gjatë analizimit të rezultateve, nuk kishte vlera të ulëta për këtë faktor midis subjekteve të grupit A. Mesatarja (50%) dhe vlerat e larta (50%) ishin njëlloj të pranishme. Kjo tregon se njerëzit me një nivel të lartë përshtatjeje në periudhën pas punës besojnë se ngjarjet më të rëndësishme në jetën e tyre janë rezultat i veprimeve të tyre, se ata mund t'i kontrollojnë ato, dhe kështu ndihen përgjegjës për këto ngjarje dhe për çfarë bëjnë ata në përgjithësi.

Dallimet gjinore në kriterin e “Brendësisë” nuk janë statistikisht të rëndësishme.

Kështu, mund të konkludojmë se pacientët me sëmundje kronike me një nivel të lartë përshtatjeje kanë një nivel optimal të vetëbesimit (mesatar dhe të lartë). Ata e pranojnë veten si individë, janë të sigurt në vetvete, të pavarur dhe e vlerësojnë veten si aktivë dhe të shoqërueshëm. Burrat vlerësojnë shumë cilësitë e tyre me vullnet të fortë dhe aftësinë për të përballuar vështirësitë, ndërsa gratë vlerësojnë cilësitë e tyre sociale.

Njerëzit e këtij grupi priren të mbështeten në forcat e tyre, dinë të menaxhojnë veten, veprimet e tyre dhe e konsiderojnë veten përgjegjës për zhvillimin e jetës së tyre në tërësi.

Grupi B (niveli mesatar i përshtatjes)

Rezultatet e marra duke përdorur shkallën “Vetëpranimi” tregojnë se shumica e subjekteve të këtij grupi kanë një nivel mesatar të vetëpranimit (90%). Me një nivel të lartë të vetë-pranimit - 5%, me një nivel të ulët - 5%.

Nuk u gjetën dallime statistikisht të rëndësishme gjinore.

Analiza e rezultateve duke përdorur metodën e diferencimit personal u krye sipas faktorëve të forcës, vlerësimit dhe aktivitetit. Shih tabelën. 4.

Tabela nr. 4

Përfaqësimi i subjekteve të grupit B me nivele të ndryshme të vetëvlerësimit (sipas faktorëve, në%)

Analiza e rezultateve sipas faktorëve tregoi se shumica e subjekteve në grupin B për faktorin e forcës kishin një nivel optimal të vetëvlerësimit (75% - vlera mesatare, 17% - i lartë). Ekzistojnë gjithashtu nivele të ulëta (5%) dhe shumë të larta (2.5%) të vlerave.

Sipas faktorit të vlerësimit, mbizotëron një nivel adekuat i vetëvlerësimit (62.5% - niveli mesatar i vlerave, 10% - i lartë). Shkalla e ulët në 2.5% të subjekteve. Një përqindje e madhe e normave shumë të larta (25%).

Për faktorin e aktivitetit, numri më i madh i vlerave optimale (60% - i mesëm, 22.5% - i lartë). Vlerat e ulëta - 7.5%, shumë të larta - 10%.

Gjatë kryerjes së përpunimit statistikor duke përdorur kriterin φ (p≤0.01), u identifikuan dallime të rëndësishme në faktet e forcës dhe vlerësimit në një nivel "shumë të lartë" vlerash. Subjektet e grupit B priren të vlerësojnë në mënyrë të ekzagjeruar cilësitë e tyre sociale.

Gjatë studimit të dallimeve gjinore, dallimet u identifikuan në të 3 faktorët (f-kriteri p≤0.05).

Dallimet seksuale në faktorin "Forca".

Tek meshkujt nuk u gjetën vlera të ulëta për këtë tregues. Ndërsa për femrat është 10%.

Një nivel shumë i lartë vlerash shfaqet tek meshkujt e grupit në 5% të rasteve, por jo tek femrat. Kjo tregon se burrat priren t'i ekzagjerojnë cilësitë e tyre të vullnetit të fortë dhe gratë priren t'i nënvlerësojnë ato.

Dallimet seksuale në karakter "Vlerësimi"

Gratë më shpesh se burrat kanë vlera shumë të larta për këtë faktor (33% e grave, 16% e burrave).

Dallimet gjinore në faktorin "Aktivitet".

Gratë në këtë grup eksperimental më shpesh sesa burrat kanë vlera shumë të larta për këtë faktor (44% e grave, 5% e burrave).

Gjatë analizimit të rezultateve në shkallën "Brendësia", u zbulua se shumica e pacientëve me sëmundje kronike me një nivel mesatar përshtatjeje kishin një nivel mesatar të treguesit të brendësisë (80%). Ato të testuara me një vlerë të ulët në këtë shkallë - 7,5%, me një vlerë të lartë - 12,5%.

Kjo sugjeron që, në përgjithësi, pacientët me një nivel mesatar përshtatjeje vendosin kërkesa të larta ndaj vetes dhe mbështeten në forcat e tyre. Por disa njerëz nga ky grup nuk e konsiderojnë veten të aftë për të kontrolluar ngjarjet në jetën e tyre, ata ia atribuojnë përgjegjësinë për to rrethanave dhe njerëzve të tjerë.

Kështu, shumica e pacientëve me sëmundje kronike me një nivel mesatar përshtatjeje në periudhën pas punës shfaqin një nivel optimal të vetëvlerësimit, d.m.th. ata e pranojnë veten si person dhe janë të kënaqur me veten e tyre. Një përqindje e caktuar e njerëzve të këtij grupi kanë vetëbesim të lartë, si dhe vetëvlerësim të ulët, gjë që tregon papjekuri personale, pamundësi për të vlerësuar saktë veten dhe rezultatet e aktiviteteve të tyre. Subjektet në këtë grup priren të vlerësojnë në mënyrë të ekzagjeruar cilësitë e tyre sociale.

Burrat në këtë grup priren të mbivlerësojnë cilësitë e tyre vullnetare, ndërsa gratë priren të mbivlerësojnë cilësitë e tyre sociale.

Grupi C (niveli i ulët i përshtatjes)

Rezultatet e marra duke përdorur shkallën e “vetëpranimit” treguan se shumica e subjekteve në këtë grup kanë një nivel të ulët të vetëpranimit (70%). Disa lëndë kanë një nivel mesatar të vetëpranimit (30%). Nuk u identifikuan vlera të larta në këtë shkallë.

Kështu, pacientët me sëmundje kronike me një nivel të ulët përshtatjeje vlerësojnë ashpër pamjen e tyre dhe besojnë se nuk e kanë provuar veten në asgjë.

Gjatë studimit të dallimeve gjinore, u zbulua se femrat me nivel të ulët të përshtatjes kanë më shpesh një nivel mesatar të vetëpranimit (66%), ndërsa meshkujt në të gjitha rastet (100%). Prandaj, gratë me nivele të ulëta të përshtatjes nuk do të kenë gjithmonë nivele të ulëta të vetëpranimit.

Analiza e rezultateve duke përdorur metodën "Diferenciale Personale" u krye sipas faktorëve të forcës, vlerësimit dhe aktivitetit. Shih tabelën. 5.

Tabela 5 Përfaqësimi i grupeve testuese C me nivele të ndryshme të vetëvlerësimit (sipas faktorëve, në%)

Gjatë analizimit të rezultateve të grupit C, nuk u zbuluan vlera shumë të larta për asnjë faktor, i cili lidhet me të dhënat e marra duke përdorur shkallën e Vetë-pranimit. Vlerat e larta gjenden vetëm për faktorin e vlerësimit (10%).

Për faktorin e forcës, shumica e subjekteve kanë vlera të ulëta (60%). Ka edhe vlera mesatare (40%).

Për faktorët e vlerësimit dhe aktivitetit, numri maksimal i vlerave mesatare (80%). Vlerat e ulëta për faktorin e vlerësimit ndodhin në 10% të subjekteve, dhe për faktorin e aktivitetit në 20%.

Kështu, midis subjekteve në grupin C, mbizotërojnë vlerat e vetëvlerësimit mesatarisht të ulëta. Subjektet e testit në këtë grup i vlerësojnë cilësitë e tyre vullnetare veçanërisht të ulëta.

Gjatë ekzaminimit të dallimeve gjinore, u identifikuan dallime të rëndësishme në faktorin e forcës (testi φ, 0.03) dhe vlerësimet.

Burrat me nivel të ulët përshtatjeje i vlerësojnë cilësitë e tyre vullnetare të ulëta (80%, ndërsa femrat vetëm 49%;), dhe femrat kanë cilësi sociale (20% e femrave, 0% e meshkujve).

Gjatë analizimit të rezultateve në shkallën e "Brendësisë", u zbulua se shumica e pacientëve me sëmundje kronike kanë një nivel të ulët të brendësisë (60%) dhe një nivel mesatar të brendësisë (30%). Në këtë grup janë 10% e njerëzve me nivel të lartë të brendësisë.

Kjo tregon se shumica e pacientëve me sëmundje kronike me nivel të ulët përshtatjeje priren t'i kushtojnë më shumë rëndësi rrethanave të jashtme dhe nuk e konsiderojnë veten të aftë për të kontrolluar jetën e tyre.

Kështu, mund të konkludojmë se pacientët me sëmundje kronike me nivel të ulët përshtatjeje karakterizohen nga nivele të ulëta dhe mesatare të vetëvlerësimit. Ata shpesh janë kritikë ndaj vetvetes dhe nuk janë të kënaqur me sjelljen e tyre ose nivelin e arritjeve. Burrat në këtë grup vlerësojnë vetëbesimin e ulët dhe aftësinë për të përballuar vështirësitë, ndërsa gratë e vlerësojnë veten të ulët në tërësi si person.

Njerëzit në këtë grup besojnë se shumica e ngjarjeve në jetën e tyre janë rezultat i rastësisë ose veprimeve të njerëzve të tjerë.

Një analizë krahasuese e treguesve të vetëndërgjegjësimit midis grupeve të subjekteve zbuloi dallime të rëndësishme.

Subjektet e grupit A (niveli i lartë i përshtatjes) karakterizohen nga një nivel i lartë vetëpranimi (67%) krahasuar me subjektet e grupit B (5%), φ*=4.45; p ≤0.01) dhe grupi C (0%).

Në grupin C (niveli i ulët i përshtatjes) kishte një numër më të madh vlerash të ulëta (70%) sesa në grupin B (5%) - φ*=3.57; p ≤0.01 dhe grupi A (0%).

Sipas faktorit të forcës (diferenca e personalitetit, vlerat shumë të larta (25%) dhe të larta (17%) janë më të zakonshme midis subjekteve të grupit A sesa midis subjekteve të grupit C (0% dhe 0%).

Ka më shumë vlera të ulëta në grupin C (60%) sesa në grupin A (0%).

Për nga natyra e vlerësimit, vlerat e larta (50%) janë më të zakonshme në grupin A sesa në grupin C (10%) - φ*=2.16; p ≤0,01.

Në grupin C, vlerat e ulëta (10%) janë më të zakonshme se në grupin A (6%) për faktorin e vlerësimit dhe vlerat mesatare (80%) sesa në grupin A (25%) - φ*=2.72; p ≤0,01.

Sipas faktorit, aktiviteti në grupin A ka më shumë vlera shumë të larta (25%) dhe të larta (33%) sesa në grupin C (0%). Grupi C ka vlera më të ulëta (20%) se grupi A (6%).

Subjektet e grupit A karakterizohen nga një nivel i lartë i brendësisë (50%) në krahasim me subjektet e grupit C (10%) - φ*=2.16; p ≤0,01

Subjektet e grupit C kanë më shumë gjasa të kenë një nivel të ulët të brendësisë (60%) sesa subjektet e grupit A (0%) dhe subjektet e grupit B (7.5%) - φ*=3.44; p ≤0,01

Kështu, subjektet e grupit A në përgjithësi kanë një vetëvlerësim më optimal për mirëqenien personale dhe karakterizohen nga një qëndrim më i sigurt dhe i ndërgjegjshëm ndaj jetës.

2.2.3 Veçoritë e sferës së nevojave motivuese të personalitetit të subjekteve

Për të studiuar sferën e nevojës motivuese, u përdor metoda e fjalive të papërfunduara (shih shtojcat). Rezultatet analizohen në kategoritë e mëposhtme:

1. Deklaratë për të ardhmen (1, 2, 9, 13)

2. Deklaratë për të kaluarën (3, 4)

3. Deklaratë për sëmundjen (6, 7)

4. Deklarata në lidhje me të afërmit (8)

5. Deklarata që pasqyronin qëndrimin ndaj sëmundjes (10)

Grupi A (niveli i lartë i përshtatjes) - shih shtojcën.

1. Në deklaratat për të ardhmen, pikat më të zakonshme në përgjigjet e të anketuarve përfshijnë pritshmëritë e arritjeve - 29% ("Unë do të mësoj të drejtoj një makinë"), interes për problemet e shoqërisë - 21% ("Unë" Do të jem i lumtur nëse jeta në vend përmirësohet"), shpresoj për të ruajtur nivelin e mëparshëm të jetës -21% ("Shpresoj se do të jem sa më aktiv"), shqetësohem për të afërmit -13% ("Në të ardhmen, jeta ime është jeta e fëmijëve të mi”).

2. Subjektet e grupit A, duke vlerësuar të kaluarën e tyre, shënojnë se: ata i realizuan planet e tyre, e realizuan veten - 54% ("Duke parë jetën time, mendoj se jeta ime nuk u bë kot." "Për çfarë u përpoqa, Unë arrita t'i arrij"), i realizova pjesërisht planet e tyre - 21% ("Familja doli të ishte e mirë, por ata shpenzuan dhe ende shpenzojnë pak kohë për fëmijët"). 17% e pacientëve me sëmundje kronike të grupit A pranojnë gabimet e qëllimeve dhe aspiratave të tyre në të kaluarën ("Unë u përpoqa për diçka që nuk kishte rëndësi")

3. Analiza e deklaratave të pacientëve me sëmundje kronike në lidhje me faktin e sëmundjes tregoi se disa nga subjektet ishin shumë të shqetësuar - 25%, dhe disa e morën atë si të mirëqenë pa ndonjë shqetësim të veçantë - 21%

Të dhënat e marra shtesë përmes bisedës treguan se subjektet e grupit A karakterizoheshin nga një shumëllojshmëri interesash.

Ndër to janë leximi (83%), shikimi i televizorit (83%), ecja (75%), sporti (50%), biseda (33%), takimi me miqtë dhe të afërmit (25%). Mund të supozohet se prania e një game të gjerë interesash i ndihmon pacientët kronikë të këtij grupi të perceptojnë me qetësi praninë e sëmundjes.

4. Në deklaratat që lidhen me komunikimin me të afërmit, subjektet shprehin shqetësimin për të dashurit - 75% ("Unë do të doja që fëmijët e mi të ishin të shëndetshëm") dhe presin mbështetje nga të dashurit - 25% ("Unë do të doja që të afërmit e mi të ishin gjithmonë me mua").

Gjatë analizimit të rezultateve të marra duke përdorur shkallën "Pranimi i të tjerëve", u zbulua se subjektet e grupit A kanë një nivel të lartë (58%) dhe mesatar të pranimit të të tjerëve (42%), gjë që tregon një shpresë të lartë për përkatësi dhe një dëshirë për pranim. Në përgjithësi, më pëlqejnë njerëzit e tjerë, marrëdhëniet e mia me ta janë të ngrohta dhe miqësore.

Të dhënat e marra nga biseda treguan se 67% e pacientëve me sëmundje kronike të këtij grupi janë plotësisht të kënaqur me komunikimin, 25% janë të kënaqur, por tani komunikojnë më pak se më parë (rrethi i komunikimit është ngushtuar) dhe 8% nuk ​​kanë mjaftueshëm. komunikimi.

Kështu, pavarësisht ngushtimit të rrethit të tyre shoqëror, pacientët me një nivel të lartë përshtatjeje janë të kënaqur me ndërveprimin e tyre me njerëzit e tjerë.

5. Duke dhënë përkufizimin e tyre për sëmundjen, 33% e subjekteve deklarojnë se sëmundja është një moment historik në jetë (“Sëmundja për mua është një kufi i caktuar, jeta “para” dhe “pas”, bëri të mundur vlerësimin e jetës sime”).

6. Gjatë studimit të dallimeve gjinore, u zbulua se në lidhje me të ardhmen, burrat më shpesh se gratë shfaqin interes për problemet e shoqërisë (67% e burrave, 33% e grave), d.m.th. shfaqin aktivitet më të madh shoqëror.

Grupi B (niveli mesatar i përshtatjes)

1. Në deklaratat për të ardhmen, në përgjigjet e të anketuarve, më së shpeshti hasen problemet e përditshme - 20% (“Kam ndërmend të rinovoj shtëpinë”), shpresat për ruajtjen e standardit të mëparshëm të jetesës - 19%. ("Do të jem shumë i lumtur nëse vazhdoj të jetoj në të njëjtën mënyrë"), shqetësimet për shëndetin -14% ("Kam ndërmend të bëj një mënyrë jetese të shëndetshme, kjo është gjëja kryesore për jetën"), shqetësimet për të afërmit -10% , 9% e pacientëve presin nga një e ardhme më e mirë (“Shpresoj që jeta ime e ardhshme të jetë më e mirë se tani”).

2. Subjektet e grupit B, duke vlerësuar të kaluarën e tyre, vërejnë se: i realizuan pjesërisht planet e tyre - (38%); pranuan gabimet e qëllimeve dhe aspiratave të tyre - (35%); realizuan planet e tyre, realizuan veten - (15%).

3. Analiza e deklaratave për lajmet e sëmundjes tregoi se shumica e subjekteve e trajtuan këtë ngjarje relativisht me qetësi (65%), një pjesë e grupit ishte shumë e shqetësuar (25%) dhe një përqindje e vogël ishte indiferente (10%).

Të dhënat e marra nga biseda tregojnë se subjektet e grupit B karakterizohen nga një sërë interesash (lexim, radio, televizion, kinema, peshkim, takime me miqtë, kafshë shtëpiake etj.). Çfarë është e rëndësishme për një qëndrim të qetë ndaj statusit tuaj si pacient kronik.

4. Në deklaratat që lidhen me komunikimin me të afërmit, subjektet shprehin shqetësimin për të dashurit (57%) dhe presin mbështetje nga të dashurit (25%). Disa përgjigje përfshijnë frikën për të mbetur vetëm (25%) (“Do të jem shumë i lumtur nëse të afërmit e mi jetojnë me mua dhe nuk më harrojnë”).

Gjatë analizimit të rezultateve të marra duke përdorur shkallën "Pranimi i të tjerëve", u zbulua se subjektet e grupit B kanë një nivel mesatar të pranimit të të tjerëve (78%). Disa lëndë tregojnë një nivel të lartë të pranimit të të tjerëve (10%), dhe disa tregojnë një nivel të ulët (12%). Kjo tregon se njerëzit me një nivel mesatar përshtatjeje karakterizohen nga një dëshirë për të pranuar njerëz të tjerë.

Gjatë bisedës u konstatua se pacientët e këtij grupi pendohen që tani komunikojnë më pak, por në përgjithësi janë të kënaqur me komunikimin (73%), 15% janë plotësisht të kënaqur me ndërveprimin me njerëzit e tjerë dhe 12% besojnë se u mungon komunikimi. .

5. Në pohimet që pasqyrojnë qëndrimin e tyre ndaj sëmundjes, subjektet e grupit B shkruajnë se sëmundja është një barrë për njerëzit e dashur (27.5%), sëmundja është një moment historik ose kufi (17.5%). Frika nga vdekja dëgjohet në përgjigjet e 20 subjekteve, 25% thonë se sëmundja nuk është fundi i jetës.

Grupi C (niveli i ulët i përshtatjes)

1. Në deklaratat për të ardhmen, përgjigjet e të anketuarve më së shpeshti përfshijnë mungesën e pritjes për ndonjë ndryshim - 30% ("Në të ardhmen, jeta ime nuk do të ndryshojë"), pritjet e vështirësive - 22.5% ("Në të ardhmen , jeta ime do të bëhet edhe më e vështirë”), problemet shtëpiake - 17,5%. Shqetësimet për shëndetin pasqyrohen në përgjigjet e 15% të subjekteve. Kategoria “pritshmëritë e arritjeve” nuk shfaqet në përgjigjet e subjekteve me nivel të ulët përshtatjeje.

2. Duke vlerësuar të kaluarën e tyre, njerëzit në grupin C vërejnë se nuk bënë atë që mund të kishin bërë - 40% (“Duke parë jetën time, mendoj se mund ta kisha jetuar më mirë dhe më argëtues”), se kishte më shumë dështimet sesa arritjet - 30% ("Duke parë jetën time, mendoj se disa nga jeta ime ishte e pafat").

15% pranojnë se qëllimet dhe aspiratat e tyre në të kaluarën ishin të gabuara, 10% vërejnë se ata ishin në gjendje të realizonin pjesërisht veten. Dhe vetëm 5% shkruajnë se i kanë realizuar planet e tyre, i kanë realizuar vetë.

3. Një analizë e deklaratave të pacientëve me sëmundje kronike në lidhje me lajmin e diagnozës tregoi se shumica e kanë përjetuar rëndë këtë ngjarje - 60%; 30% reaguan relativisht me qetësi dhe 10% indiferente.

Gjatë bisedës, u zbulua se lëndët e grupit C karakterizoheshin nga interesa pasive (duke parë TV, thurje, lexim) dhe shumë venë re mungesën e një aktiviteti të preferuar. Mund të themi se mungesa e interesave e ndërlikon procesin e përshtatjes me sëmundjen, pasi nuk kompensohet nga aktivitete kuptimplota.

1. Në deklaratat që lidhen me komunikimin me të afërmit, subjektet presin mbështetje nga të dashurit (50%) dhe shprehin frikën për të mbetur vetëm 30%. Përgjigjet e 20% të të anketuarve përfshijnë shqetësimin për të afërmit.

2. Gjatë analizimit të rezultateve të marra duke përdorur shkallën “Pranimi i të tjerëve”, u zbulua se subjektet e grupit C kanë të ulët (60%) dhe mesatar; (40%) niveli i pranimit të të tjerëve, gjë që tregon se njerëzit e këtij grupi janë të përmbajtur në komunikimin me të tjerët dhe ndjejnë armiqësi ndaj atyre që i rrethojnë.

Analiza e rezultateve të bisedës tregoi se njerëzit me nivel të ulët të përshtatjes nuk janë të kënaqur me komunikimin me të tjerët (70%), ose janë të kënaqur, por të pakënaqur me faktin se rrethi i tyre shoqëror është ngushtuar (30%).

Duke dhënë përkufizimin e tyre për sëmundjen, pacientët e grupit C shkruajnë se sëmundja është fundi i jetës (40%), shprehin frikën nga vdekja (20%), sëmundja karakterizohet si një moment historik për 30% të subjekteve.

Një analizë krahasuese e karakteristikave të sferës së nevojave motivuese na lejoi të identifikojmë dallime të rëndësishme.

1. Në pohimet e lëndëve të grupit A (niveli i lartë i përshtatjes) për të ardhmen, pritshmëritë e arritjeve janë më të zakonshme (29%) sesa në grupin B (9%) φ*=1.604; p≤0.05 dhe në grupin C (0%). Në grupin B, një përqindje më e madhe e përgjigjeve lidhen me problemet e përditshme (20%) sesa në grupin A (4%) φ*=1.59; p≤0.05.

2. Në deklaratat për të kaluarën, subjektet e grupit A më shpesh (54%) sesa subjektet e grupit B (15%) vërejnë se i realizuan planet e tyre, e realizuan veten (φ*=2.42; p≤0.01) dhe më shpesh se në grupin C (5%) φ*=2.802; p≤0.01.

Subjektet e grupit C kanë më shumë gjasa (30%) sesa subjektet e grupit A (0%) dhe subjektet e grupit B (6%) - φ*=2.83; p≤0.01 tregojnë se ka pasur më shumë dështime sesa arritje. Ata gjithashtu kanë më shumë gjasa (46%) sesa subjektet në grupin B (1%) të shkruajnë se nuk kanë bërë atë që mund të kishin bërë (φ*=3,306; p≤0,01).

Në grupin B, një përqindje më e madhe (38%) e subjekteve vunë re se ishin në gjendje të realizonin pjesërisht veten sesa në grupin C (10%), φ*=1.934; p≤0.02.

3. Në deklaratat lidhur me daljen në pension, subjektet e grupit C më shpesh (60%) sesa subjektet e grupit A (25%) dhe subjektet e grupit B (25%) shkruajnë se ishin të shqetësuar (φ*=1.693; p≤0.04 ).

4. Kur përshkruajnë marrëdhëniet me të afërmit, subjektet e grupit A më shpesh (75%) sesa subjektet e grupit C (20%) shprehin shqetësim për të dashurit (φ*=2.725; p≤0.01).

Pacientët me sëmundje kronike në grupin C më shpesh (30%) sesa në grupin A (0%) shprehin frikën e të qenit vetëm.

5. Në përgjigjet e subjekteve të grupit A më shpesh dëgjohet përkufizimi i sëmundjes si përmbledhje (17%) se në grupin C (0%) dhe në grupin B (2.5%) - φ*=1.61. ; p≤0.05.

Ndryshime të rëndësishme u gjetën në shkallën e Pranimit të të Tjerëve. Të sëmurët në grupin A më shpesh (58%) shfaqin një nivel të lartë të pranimit të të tjerëve sesa në grupin C (0%) dhe grupin B (10%) φ*=3.302; p≤0.01.

Subjektet e grupit C më shpesh (60%) tregojnë një nivel të ulët të pranimit të të tjerëve sesa në grupin A (0%) dhe grupin B (12.5%) - φ*=2.967; p≤0.01

Kështu, pacientët me sëmundje kronike me një nivel të lartë përshtatjeje karakterizohen nga një qëndrim më optimist ndaj së ardhmes, një vlerësim pozitiv i së shkuarës dhe një nivel i lartë i pranimit të të tjerëve.

Ai qëndron në prishjen e lidhjeve mes të moshuarve dhe të rinjve. Sot nuk është e pazakontë që një fenomen i tillë të quhet gerontofobia, apo ndjenja armiqësore ndaj të moshuarve. Shumë nga stresorët e të moshuarve dhe të moshuarve mund të parandalohen ose kapërcehen relativisht pa dhimbje pikërisht për shkak të ndryshimeve tek të moshuarit dhe procesit të plakjes në përgjithësi. Mjeku i njohur amerikan dhe...

Janë përdorur një sërë metodash: - analiza teorike e literaturës shkencore mbi sociologjinë, deviantologjinë, psikologjinë e dallimeve individuale mbi problemin e studimit të ndikimit të karakteristikave psikologjike të njerëzve që përdorin drogë; - metodat empirike – psikodiagnostike; - analiza krahasuese; - metodat e përpunimit matematikor dhe statistikor të rezultateve të hulumtimit: T-testi studentor...

Ka gjithnjë e më shumë fëmijë të dobësuar dhe për këtë arsye nevojiten masa të veçanta parandaluese që synojnë parandalimin e sëmundjeve somatike dhe psikosomatike. KAPITULLI III. STUDIMI EMPIRIK I TIPAREVE TË PËRSHTATJES PSIKOLOGJIKE NDAJ KUJDESIT TË FËMIJËVE TË PARË PARAQITUR 3.1 Përshkrimi i kampionit Studimi empirik u krye nga shtatori deri në dhjetor 2008. Baza për...

Një qasje ekuivalente për interpretimin e rezultateve të testit do të ishte supozimi se hipoteza zero është e vërtetë, ne mund të llogarisim se sa e madhe probabiliteti merrni t- një kriter i barabartë ose më i madh se vlera reale që kemi llogaritur nga të dhënat e mostrës në dispozicion. Nëse ky probabilitet rezulton të jetë më i vogël se niveli i rëndësisë i pranuar më parë (për shembull, 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.

Supozoni se kemi të dhëna për marrjen ditore të energjisë nga ushqimi (kJ/ditë) për 11 gra (shembulli i marrë nga libri Altman D. G. (1981) Statistikat Praktike për Kërkimet Mjekësore, Chapman & Hall, Londër):

Mesatarja për këto 11 vëzhgime është:

Pyetje: A është kjo mesatare e mostrës e ndryshme nga norma e vendosur prej 7725 kJ/ditë? Dallimi midis vlerës së kampionit tonë dhe këtij standardi është mjaft domethënës: 7725 - 6753.6 = 971.4. Por sa i madh është ky ndryshim statistikisht? Një mostër e vetme do të ndihmojë në përgjigjen e kësaj pyetjeje. t-test. Ashtu si opsionet e tjera t-test, një test t me një kampion kryhet në R duke përdorur funksionin t.test():

Pyetje: A janë këto mesatare statistikisht të ndryshme? Le të kontrollojmë hipotezën se nuk ka dallim duke përdorur t-test:

Por në raste të tilla, si mund ta vlerësojmë statistikisht praninë e një efekti nga një ndërhyrje? Në përgjithësi, testi i Studentit mund të përfaqësohet si

Testi i studentitpër mostra të pavarura

Testi i studentit ( t-Testi i studentit ose thjesht" t-test") përdoret nëse duhet të krahasoni vetëm dy grupe karakteristikat sasiore me shpërndarje normale (rast i veçantë i analizës së variancës). Shënim: ky kriter nuk mund të përdoret kur krahasohen disa grupe në çift, në këtë rast duhet të përdoret analiza e variancës; Përdorimi i gabuar i testit të Studentit rrit mundësinë e “zbulimit” të dallimeve që nuk ekzistojnë. Për shembull, në vend që të njihen disa trajtime si po aq efektive (ose joefektive), njëri prej tyre shpallet më i mirë.

Dy ngjarje quhen të pavarura nëse ndodhja e njërës prej tyre në asnjë mënyrë nuk ndikon në ndodhjen e tjetrës. Në mënyrë të ngjashme, dy koleksione mund të quhen të pavarura nëse vetitë e njërit prej tyre nuk lidhen në asnjë mënyrë me vetitë e tjetrit.

Shembull ekzekutimi t-test në programin STATISTICA.

Femrat janë mesatarisht më të shkurtra se meshkujt, megjithatë, kjo nuk është rezultat i ndikimit të meshkujve tek femrat - është çështje e karakteristikave gjenetike të seksit. Duke përdorur t- Testi duhet të kontrollojë nëse ka një ndryshim statistikisht domethënës midis vlerave të gjatësisë mesatare në grupet e burrave dhe grave. (Për qëllime edukative, ne supozojmë se të dhënat e lartësisë ndjekin një shpërndarje normale dhe për këtë arsye t- testi është i zbatueshëm).

Figura 1. Shembull i formatimit të të dhënave për ekzekutim t-

Kushtojini vëmendje mënyrës sesi formatohen të dhënat në figurën 1. Si kur ndërtoni grafikë siKomplot mustaqe ose Komplot kuti-mustaqe, ka dy variabla në tabelë: njëri prej tyre është grupimi (Variabla e grupimit) (“Gjinia”) - përmban kode (burrë e grua) që lejojnë programin të përcaktojë se cila nga të dhënat e lartësisë i përket cilit grup; e dyta - e ashtuquajtura ndryshore e varur (Ndryshore e varur) (“Rritja”) - përmban të dhënat aktuale që analizohen. Megjithatë, gjatë ekzekutimitt-testimi për mostra të pavarura në programin STATISTICA, është i mundur një opsion tjetër i projektimit - të dhënat për secilin prej grupeve ("Burra" dhe "Gratë") mund të futen në kolona të veçanta (Figura 2).

Figura 2. Një tjetër opsion për formatimin e të dhënave për ekzekutim t- test i pavarur i mostrave

Për të kryer t-Për një test të pavarur të mostrave, duhet të bëni sa më poshtë:

1-a. Nis modulin t- brumë nga menyja Statistikat > Statistikat/Tabelat bazë > t-test, të pavarura, sipas grupeve(nëse ka një variabël grupimi në tabelën e të dhënave, shih Figurën 3).

OSE

1-b. Nis modulin t- brumë nga menyja Statistikat > Statistikat/Tabelat bazë > t-test, i pavarur, sipas variablave(nëse të dhënat futen në kolona të pavarura, shih Figurën 4).

Më poshtë është një version i testit në të cilin ekziston një variabël grupimi në tabelën e të dhënave.

2. Në dritaren që hapet, klikoni butonin Variablat dhe tregoni programit se cili nga variablat e tabelës Fletë leximiështë grupimi, dhe cili është i varur (Figurat 5-6).

Figura 5. Përzgjedhja e variablave për t'u përfshirë t-test

Figura 6. Dritarja me in variablat e zgjedhur për kryerjen t-test

3. Shtypni butoninPërmbledhje: T-testet.

Figura 7. Rezultatet t-test për mostra të pavarura

Si rezultat, programi do të prodhojë një libër puneFletore pune, që përmban një tabelë me rezultatett-testi (Figura 7 ). Kjo tabelë ka disa kolona:

• Mesatarja(mashkull) - lartësia mesatare në grupin "Meshkuj";
• Mesatarja(femër) - lartësia mesatare në grupin "Gratë";
• t- vlerë: vlera e llogaritur nga programi t-Testi i studentit;
• df- numri i shkallëve të lirisë;
• P- probabiliteti i vlefshmërisë së hipotezës se vlerat mesatare të krahasuara nuk ndryshojnë. Në fakt, ky është rezultati më i rëndësishëm i analizës, pasi është vlera P tregon nëse hipoteza që testohet është e vërtetë. Në shembullin tonë, P > 0.05, nga i cili mund të konkludojmë se nuk ka dallime statistikisht domethënëse midis gjatësisë së burrave dhe grave.
• E vlefshme N(mashkull) - madhësia e mostrës "Meshkuj";
• E vlefshme N(femër) - madhësia e mostrës “Gratë”;
• Std. dev. (mashkull) - devijimi standard i mostrës "Meshkuj";
• Std. dev. (femër) - devijimi standard i kampionit "Gratë";
• F-raporti, Varianca- vlera e testit F Fisher, me ndihmën e të cilit testohet hipoteza për barazinë e variancave në mostrat e krahasuara;
• P, Varianca- probabiliteti i vlefshmërisë së hipotezës se variancat e mostrave të krahasuara nuk ndryshojnë.

Histori

Ky kriter u zhvillua nga William Gossett për të vlerësuar cilësinë e birrës në kompaninë Guinness. Në lidhje me detyrimet ndaj kompanisë në lidhje me moszbulimin e sekreteve tregtare (menaxhimi i Guinness e konsideroi përdorimin e aparatit statistikor në punën e tyre si të tillë), artikulli i Gosset u botua në 1908 në revistën Biometrics me pseudonimin "Studenti".

Kërkesat e të dhënave

Për të zbatuar këtë kriter, është e nevojshme që të dhënat origjinale të kenë një shpërndarje normale. Në rastin e aplikimit të një testi me dy mostra për mostra të pavarura, është gjithashtu e nevojshme të respektohet kushti i barazisë së variancave. Megjithatë, ka alternativa ndaj testit të Studentit për situata me varianca të pabarabarta.

T-test me dy mostra për mostra të pavarura

Në rastin e një madhësie paksa të ndryshme të mostrës, përdoret një formulë e thjeshtuar për llogaritjet e përafërta:

Nëse madhësia e kampionit ndryshon ndjeshëm, zbatohet një formulë më komplekse dhe e saktë:

Ku M 1 ,M 2 - mesataret aritmetike, σ 1, σ 2 - devijimet standarde, dhe N 1 ,N 2 - madhësitë e mostrës.

T-test me dy mostra për mostrat e varura

Për të llogaritur vlerën empirike të testit t në situatën e testimit të një hipoteze për dallimet midis dy mostrave të varura (për shembull, dy mostra të të njëjtit test me një interval kohor), përdoret formula e mëposhtme:

Ku M dështë diferenca mesatare e vlerave, dhe σ d- devijimi standard i dallimeve.

Numri i shkallëve të lirisë llogaritet si

T-test me një mostër

Përdoret për të testuar hipotezën rreth ndryshimit midis vlerës mesatare dhe disa vlerës së njohur:

Numri i shkallëve të lirisë llogaritet si

Analoge joparametrike

Një analog i testit me dy mostra për mostrat e pavarura është testi Mann-Whitney U. Për situatën me mostrat e varura, analoge janë testi i shenjave dhe testi Wilcoxon T

Llogaritja automatike e testit t Studentit

Fondacioni Wikimedia.

2010.

Shihni se çfarë është "Testi i Studentit" në fjalorë të tjerë: Testi t-c i studentit - Kriteri i nxënësit ose t c. ose testi S.t është një kriter statistikor për rëndësinë e diferencës ndërmjet mesatareve të krahasuara. Përcaktuar nga raporti i këtij ndryshimi me gabimin e diferencës: Për vlerat e t... ...

Gjenetika. Fjalor Enciklopedik

Testi T Studenti është një emër i përgjithshëm për një klasë metodash për testimin statistikor të hipotezave (teste statistikore) bazuar në krahasimin me shpërndarjen e Studentit. Rastet më të zakonshme të përdorimit të testit t lidhen me kontrollin e barazisë... ... Wikipedia Testi i studentit - Stjūdento kriterijus statusas T sritis augalininkystė apibrėžtis Skirtumo tarp dviejų vidurkių patikimumo rodiklis, išreiškiamas skirtumo ir jo paklaidos santykiu. atitikmenys: angl. Testi i studentit rus. Testi i studentit...

Testi T Studenti është një emër i përgjithshëm për një klasë metodash për testimin statistikor të hipotezave (teste statistikore) bazuar në krahasimin me shpërndarjen e Studentit. Rastet më të zakonshme të përdorimit të testit t lidhen me kontrollin e barazisë... ... WikipediaŽemės ūkio augalų selekcijos ir sėklininkystės terminų žodynas - Një test statistikor në të cilin, nën supozimin e hipotezës zero, statistikat e përdorura korrespondojnë me shpërndarjen t (Shpërndarja studentore). Shënim. Këtu janë shembuj të zbatimit të këtij kriteri: 1. kontrollimi i barazisë së mesatares së... ...

Fjalori i Statistikave Sociologjike KRITERI I STUDENTIT - Treguesi biometrik i besueshmërisë së diferencës (td) midis vlerave mesatare të dy grupeve të kafshëve në krahasim me njëri-tjetrin (M1 dhe M2) për çdo karakteristikë. Besueshmëria e diferencës përcaktohet nga formula: Vlera që rezulton td krahasohet me... ...

Fjalori i Statistikave Sociologjike- vlerëson afërsinë e dy vlerave mesatare nga pikëpamja nëse klasifikohet apo jo si e rastësishme (në një nivel të caktuar rëndësie), duke iu përgjigjur pyetjes nëse vlerat mesatare ndryshojnë statistikisht dukshëm nga njëra-tjetra)