Soluii i comentarii la exerciiile din volumulStatistic pentru psihologie. Teorie i aplicaii SPSS

Capitolul 2Exerciii pagina 43

4. Pe ce scal se exprim fiecare dintre urmtoarele variabile:numele subiectului scal nominal greutatea (kg) raport (scal cantitativ) nlimea (cm) raport (scal cantitativ) sexul (M/F) nominal (dihotomic) sportul practicat - nominal (categorial) poziia n clasament - ordinalnumrul de accidentri raport (categorial)

Observaie: Din perspectiva utilizrii n analize statistice, diferena dintre nivelul de interval i cel de raport nu este relevant. De aceea, n practic, este important s facem distincia ntre nivelul cantitativ (interval/raport) i calitativ (ordinal sau nominal)

5. Identificai n urmtoarele exemple scala de msurare pentru variabilele evideniate cu caractere cursive:a) Distana parcurs de muncitorii unei fabrici de acas pn la locul de munc;Scal de raport (cantitativ)b) Numrul de angajri la o firm de construcii n fiecare semestru al anului;Scal nominal (categorial)c) Numrul de voturi pozitive pe care le primete fiecare dintre cei trei candidai la un concurs de conducere.Scal nominal de identificare (identitatea candidatilor)6. ntr-o cercetare se urmrete eficiena a trei metode psihoterapeutice asupra intensitii manifestrilor anxioase. Care este variabila dependent i care este variabila independent?Variabila dependent=intensitatea manifestrilor anxioaseVariabila independent=tipul de metod terapeutic7. ntr-un studiu asupra efectului laptelui cald consumat seara, nainte de culcare, asupra timpului de adormire, care este variabila dependent i cea independent?Variabila dependent=timpul de adormireVariabila independent=consumul de lapte (cu valorile: prezent, absent)8. Un cercettor a aplicat unui eantion de subieci dou chestionare, unul de sociabilitate i unul de ncredere n sine, urmrind s dovedeasc c persoanele sociabile au o ncredere n sine mai ridicat. n acest caz:a) Care este tipul cercetrii corelaional sau experimental?Corelaionalb) Care este variabila dependent?Aa cum este formulat ntrebarea, ncrederea n sine este variabila dependent (efect),c) Care este variabila independent?Aa cum este formulat ntrebarea, sociabilitatea este variabila independent (cauz),

Observaie: n realitate, deoarece studiul nu este de tip experimental nu se poate infera o relaie cauzal ntre aceste dou variabile, ci doar o relaie de asociere.

d) Abordarea statistic este de tip corelaional sau experimental?Corelaional9. Un psiholog raporteaz c persoanele din eantionul cercetrii au o vrst medie de 24,5 ani. n acest caz:a) Care e natura statisticii, inferenial sau descriptiv?Descriptivb) Variabila vrst este discret sau continu?Continu10. Un psiholog compar nivelul atraciei pentru risc fizic la un grup de alpiniti i un grup de ahiti, descoperind c primii au o predispoziie mai mare pentru risc. n acest caz:a) Care este variabila dependent?Atracia pentru riscb) Care este variabila independent?Categoria de sportivi (care ia dou valori: alpiniti, ahiti)c) De ce natur este studiul, corelaional sau experimental?Corelaional (preferina pentru risc este msurat separat la cele dou grupuri)d) De ce natur este procedura statistic pe care a utilizat-o, descriptiv sau inferenial? Inferenial (a fost efectuat o decizie care implic generalizarea concluziei de la nivelul eantionului a nivelul populaiilor de alpiniti i ahiti)11. Menionai cel puin trei indicatori (variabile observate) ale variabilei latente .sociabilitate. Uurina de a lega discuii cu persoane necunoscute Plcerea de a fi ntre oameni Numr mare de prieteni

Tabelul frecvenelor simple

scorFrecvena simplFrecvena relativ procentualFrecvena cumulat procentual (rang percentil)30,0013,33,333,0013,36,739,0013,310,042,0013,313,344,0013,316,745,0013,320,046,0026,726,747,0013,330,048,0026,736,749,0026,743,350,00310,053,351,0026,760,052,0026,766,753,0026,773,354,0026,780,055,0013,383,356,0013,386,757,0013,390,059,0013,393,362,0013,396,768,0013,3100,0Total30100,0Singura valoare mai mic de 33 este 30, care apare n 3,3% din cazuri

Valoarea 45 reprezint percentila 20

50 este scorul cu frecvena cea mai mare

Tabelul frecvenelor grupate

- Diferena dintre valoarea cea mai mare (68) i cea mai mic (30) este 38- Alegem intervalul de clas prin ncercri:38:3=12 (zecimalele nu sunt relevante, deoarece cutm un numr de clase)38:4=938:5=738:6=6

Observm c un interval de 6 uniti produce 6 clase, n timp ce un interval de 3 uniti produce 12 clase.Recomandarea este ca numrul claselor s fie ntre 5 i 15. Deoarece numrul valorilor din distribuie este mic (30) este de preferat s alegem o grupare ntr-un numr mai mic de clase, s zicem n ase clase. Alegerea este la latitudinea analistului. Dac gruparea nu ne satisface, ea poate fi ulterior refcut cu un alt numr de clase.- Alegem limita inferioar a primului interval (trebuie s fie multiplu de 6).

Capitolul 3Exerciii pagina 57ntmpltor, 30 este un multiplu de ase. Ca urmare, primul interval ncepe chiar cu valoarea 30, la care adugm ase uniti. Mai departe procedm la fel pentru urmtoarele intervale, pn acoperim toate valorile distribuiei:30-3536-4142-4748-5354-5960-6566-71 (limita superioar a ultimului interval poate fi mai mare dect cea mai mare valoare a distribuiei)

Tabelul frecvenelor grupate

intervalFrecvena simplFrecvenarelativ procentualFrecvenacumulat procentual

30-3526,76,7

36-4113,310,0

42-47620,030,0

48-531343,373,3

54-59620,093,3

60-6513,396,7

66-7113,3100,0

Total30100,0

Observaie: n practic rareori se utilizeaz frecvenele raportate la unitate, de aceea am inclus aici doar frecvenele simple i pe cele procentuale

Reprezentarea grafic de tip stem and leaf pentru valorile individualeAlegem stem = 10 i leaf =1

3039

424

5000112233445679

628

Observaie: Dac nmulim valoarea stem cu 10 i adugm cte o cifr de pe linia leaf, obinem valorile distribuiei originale: 30, 33, 39, 42, 44 .a.m.d.

Grupul AGrupul B

7973

7584

9876

8170

8269

7076

6046

8281

7792

8166

8187

8781

8878

9445

7967

9273

7788

7079

7495

7186

Media79,9075,60

Abaterea standard9,0313,08

Coeficientul de variaie0.110.18

Observaie: Rezultatele afiate aici pot fi uor diferite de cele care sunt obinute pe alte ci, din cauza rotunjirilor.

Discuii:- Grupul tratat cu metoda clasic are un nivel mediu mai ridicat al tendinelor fobice(79,9) dect grupul tratat cu metoda nou (75,6).- n acelai timp, grupul tratat cu metoda nou este mai neomogen, prezint o variabilitate mai mare a scorurilor (13.08 fa de 9.03), ceea ce sugereaz c noua terapie are un efect variabil de la individ la individ, mai mare dect terapia veche.

Capitolul 3Exerciii pagina 74- Coeficientul de variabilitate este n ambele cazuri mai mic de 15%, ceea ce indic o bun omogenitate a celor dou distribuie i, implicit, o reprezentativitate bun a mediilor lor. Totui, variabilitatea grupului B este mai mare dect a grupului A.Graficul box-plot pentru cele dou distribuii

Observaie: Graficul a fost realizat automat, cu programul SPSS, dar este similar cu cel care ar rezulta prin metoda manual, descris n volum. Eventuale mici diferene nu sunt relevante.

Discuii:- Grupul A are o tendina central mai ridicat dect grupul B

- n acelai timp, grupul B se plaseaz ntre o limit superioar mai mic i o limit superioar mai mare dect grupul A. i totui, aa cum n-au artat indicatorii variabilitii calculai anterior, grupul B are o mprtiere mai mare, deoarece aici gsim dou valori extreme (marcate pe grafic), neobinuit de mici fa de celelalte valori ale acestui grup. n cazul lor, terapia a avut un efect mult mai mare dect media, ceea ar impune o analiz clinic a celor doi subieci, pentru a se gsi explicaii (fie acetia au fost inclui greit n cercetare, neavnd tendine fobice, fie n cazul lor terapia a fost influenat de o variabil ntmpltoare care i-a potenat efectul).Capitolul 4Exerciii pagina 84

La o coal de aviaie a fost evaluat preferina pentru risc a studenilor care au avut incidente de zbor. Unul dintre studeni a obinut scorul 60 la preferina pentru risc. Presupunnd c preferina pentru risc a populaiei de studeni piloi ar avea o distribuie normal, cu media 50 i abaterea standard 8, calculai rspunsul la urmtoarele ntrebri:1. Care este scorul z corespunztor studentului respectiv?z=(60-50)/8=+1.252. Care este procentajul valorilor posibile ntre valoarea 60 i medie? Utilizm tabelul distribuiei z (vezi imaginea de mai jos) Scorul z pentru valoarea 60, calculat mai sus, este 1,25.Tabelul z ne d proporia valorilor ntre medie (z=0) i o anumit valoare. n cazul nostru, citim pe linia 1.2 i coloana 0.05 (care nsumate dau 1,25) i gsim 0.39435.Transformat n procente, aceast valoare ne spune c ntre scorul 60 i medie, pe distribuia normal, se afl 39,43% dintre valori.

3. Care este procentajul valorilor mai mari dect 60?

n conformitate cu proprietile curbei normale, peste medie se afl exact 50% dintre valori. Ca urmare, dac tim c ntre medie i +1,25 (z corespunztor valorii 60) se afl 39,43%, nseamn c procentul valorilor mai mari de 1,25 este 50-39,43=10,57%

4. Care este procentajul scorurilor mai mici de 60?tiind c procentul valorilor mai mici dect media este 50%, iar ntre medie i +1,25 (z corespunztor valorii 60) sunt 39,43%, rezult c procentul valorilor mai mici dect 60 este50+39,43=89,43%

5. Care este probabilitatea de avea un scor mai mare de 53? Calculm valoarea z corespunztoare scorului 53: z53=(53-50)/8=0,37Citim probabilitatea corespunztoare distanei dintre medie i 0,37 din tabelul curbei normale (vezi imaginea de mai jos) i gsim 0,14431.

Probabilitatea unui scor mai mare dect 53 este 0,50-0,14431=0,35569

6. Care este probabilitatea de a avea un scor mai mic de 30?

Calculm scorul z corespunztor valorii 30: z30=(30-50)/8= -2,5 Citim n tabelul curbei normale probabilitatea asociat valorii 2,5 pe linia 2,5 i coloana0, unde gsim valoarea 0,49379. Aceast probabilitate corespunde distanei dintre medie i scorul 30. Pentru a afla probabilitatea valorilor mai mici de 30 (z= -2,5) scdem din probabilitatea total a valorilor de sub medie, probabilitatea celor dintre medie i z=2,5, adic: 0,50- 0,49379=0,00621

Observaie: Tabelul z prezint valori fr semn, deoarece distribuia normal este perfect simetric.

7. Care este probabilitatea de a avea un scor cuprins ntre 35 i 42? Calculm scorurile z ale celor dou valori:z35=(35-50)/8= -1,87 z42=(42-50)/8= -1Citim n tabelul distribuiei z probabilitatea dintre 0 i -1.87 (0,46926) i probabilitatea dintre 0 i -1 (0,34134). Diferena dintre ele ne d probabilitatea dintre cele dou scoruri z: 0,46926-0,34134=0,12792. Exprimat n procente acest rezultat ne spune c pe distribuia normal, exist 12,79% valori cuprinse ntre scorurile z -0,87 i -1.

8. Care este scorul minim pe care l poate avea o persoan pentru a intra n primii 10% dintre subieci?Mai nti aflm din tabelul distribuiei normale care este scorul z care delimiteaz cei mai buni 10% din populaie. Aceasta nseamn c ntre aceast valoare i medie se afl50%-10%=40%Pentru aceasta cutm n celulele tabelului pn gsim o probabilitate ct mai apropiat de 0.4 (care corespunde procentului de 40%). Aceasta este celula care conine 0,39973 (vezi imaginea de mai jos):

Apoi, compunem scorul z corespunztor nsumnd valoarea de pe linie cu valoarea de pe coloana pe care se afl probabilitatea gsit: z=+1,28

Mai departe trebuie s transformm scorul z=1,28 n scor brut, pe baza formuleiX=m+z*s, unde tim valorile m (50), z (1,28) i s (8). Efectund calculele obinem: X=50+1,28*8=60.24Altfel spus, pentru a fi ntre primii 10% pe distribuia normal, cineva trebuie s aib un scor minim de 60,24

Observaie: Nu trebuie s uitm c tabelul prezint probabilitile dintre medie i o anumit valoare z, aa nct s facem calculele necesare, n funcie de formularea problemei.

9. Care este scorul maxim pe care trebuie s l obin cineva pentru a se afla printre ultimii 15%?

De data aceasta ne raportm la partea stng a distribuiei normale, dar procedm la fel ca mai sus.Cutm scorul z corespunztor probabilitii 0,50-0,15=0,45. Celula cu valoarea cea mai apropiat de 0.45 (0,44950) se afl la intersecia liniei 1,6 cu coloana 0.4, care nsumate dau scorul z=-1,64 (i-am pus semnul minus pentru c problema ne plaseaz n stnga mediei de pe curba Gauss).Scorul brut aferent valorii z=1,64 se calculeaz cu aceeai formul X=m-z*s unde ns scdem din medie z*s deoarece ne aflm n partea stnga a distribuiei normale. Efectum calculele i obinem:X=50-1,64*8= 36,88

n concluzie, cei care au un scor brut mai mic sau egal cu 36,88 se afl printre ultimii 15% de pe o distribuie normal.Capitolul 4Exerciii pagina 103

1. S presupunem c media populaiei pentru o scal de anxietate este =40. Dup un cutremur puternic se obin urmtoarele scoruri pe un eantion de subieci care se adreseaz unui cabinet de psihologie clinic: 62, 49, 44, 46, 48, 52, 57, 51, 44, 47.- Testai ipoteza conform creia nivelul anxietii este influenat de cutremur (=0,05, bilateral).Media eantionului = 50tcritic pentru alfa 0.05, cu 9 grade de libertate, bilateral=2,62 (se citete n tabelul dinAnexa 2, la intersecia liniei 9 cu coloana 0,025) tcalculat=5,47 Decizia statistic: respingem ipoteza de nulDecizia cercetrii: Datele eantionului susin ipoteza cercetrii. Anxietatea dup cutremur este mai mare dect media anxietii.- Calculai intervalul de ncredere pentru media populaiei (95%). Limita inferioar 45,87 (pot exista mici diferene, care rezult din rotunjiri) Limita superioar 54,13

2. Scorurile obinute la o scal de satisfacie profesional de ctre angajaii unui compartiment dintr-o companie privat sunt urmtoarele: 10, 12, 15, 11, 10, 22, 14, 19, 18, 17, 25, 9, 12, 16, 17

Scala a fost aplicat ntregului personal al companiei (=13 i =4)- Este nivelul de satisfacie al compartimentului respectiv semnificativ mai mic dect satisfacia la nivelul ntregii companii? (pentru alfa=0.01) Media eantionului = 15,13 tcritic pentru alfa 0.01, cu 14 grade de libertate, bilateral = 2,97 (se citete n tabelul dinAnexa 2, la intersecia liniei 14 cu coloana 0,005) media eantionului=15,13 eroarea standard a mediei= 4/radical(15)=1.03 tcalculat=(15,13-13)/1.03=2,06 Decizia statistic: se admite ipoteza de nul (t calculat este mai mic decit t critic) Decizia cercetrii: ipoteza cercetrii nu este confirmat

- Care sunt limitele de ncredere pentru media eantionului, la un nivel de ncredere de 99%? Limita inferioar=15.13-2,97*1.03=12,07 Limita superioar=15.13+2,97*1.03=18,18

Exerciii pagina 116

1. mrimea efectului pentru exerciiile de la pagina 103Pentru primul test:

d 50 40 1.735.77La numitor am utilizat abaterea standard a eantionului, deoarece abaterea standard a populaiei nu ne este cunoscutConform recomandrilor lui Cohen, valoarea obinut indic o mrime a efectului foarte mare (altfel spus, diferena dintre nivelul anxietii dinainte i dup cutremur este mare)

Pentru al doilea test:d 15.13 13 .0534

Conform recomandrilor lui Cohen, valoarea obinut indic o mrime a efectului medie.

2. Care este eroarea de tip II () atunci cnd puterea este: 0.64; 0.93? 1-064=0,36 1-0,93=0,07

3. Care este puterea testului dac eroarea de tip II () este: 0.15; 0.46?

1-0,15=0,85 1-0,46=0,54

Capitolul 5

Exerciii pagina 128

ntr-un studiu asupra efectelor unui nou tratament al fobiei, datele pentru grupul experimental obinute printr-o scal de evaluare a tendinelor fobice sunt:m1=27.2, s1=4 i N1=15Datele pentru grupul de control sunt:m2=34.4, s2=14 i N2=15

Formulai: Problema (ntrebarea) cercetrii: Este eficient noul tratament antifobic? Ipoteza cercetrii (H1) Nivelul intensitii fobice va fi mai sczut dup tratamenment Ipoteza de nul (H0) Nivelul intensitii fobice nu va fi influenat de tratament Aflai t critic pentru =0.05; bilateral t critic=2.04 (se citete n tabelul t, la intersecia liniei pentru 28 grade de libertate cu coloana 0.025)

Calculai testul t pentru diferena dintre cele dou eantioane

Formula de calcul este:

NN 2t m1 m2sDif

Calculm mai nti numitorul, pentru c este mai complicat:

N s 2

N

s 2

2 2

1s ( 1 1)( 1 ) ( 2 1)( 2 ) 1

1

(15 1) (4) (15 1) (14)

1 1 0,47Dif

N 1 N 2 2

15 15 2

15

15 Aplicm formula testului t:

t m1 m2sDif

27.2 34.4 15.30,23

Calculai intervalul de ncredere (99%) pentru diferena dintre mediile populaiilor.

Introducem valorile n formula:dif

mdif

tcritic sdif

7.2 2.04 * 0.47

Facem calculele cu plus i apoi cu minus. Limitele de ncredere rezultate sunt:

Limita inferioar= - 2.04Limita superioar= - 4.34

Calculai mrimea efectului

Formula de calcul este:d m1 m2 ( N 1) s 21 ( N

1) s 2 2 1 2 ( N1 1) ( N 2 1)

Calculm mai nti numitorul, pentru c este mai complicat:

(15 1) 4M2 (15 1) 14 2(15 1) (15 1)

10.29

Calculm mrimea efectului:

d=-7.2/10.29= - 0,69

Conform grilei lui Cohen, mrimea efectului este medie spre mare. Semnul lui d nu are nici o relevan.

Formulai i motivai decizia statistic Se respinge ipoteza de nul, deoarece valoarea calculat a testului (15.3) este mai mare dect valoarea critic (2.04)

Exerciii pagina 144

1. Enunai ipoteza cercetrii Timpul de rspuns variaz n funcie de condiiile stimulrii2. Enunai ipoteza de nul Timpul de rspuns nu variaz n funcie de condiiile stimulrii3. Calculai testul F pentru alfa=0.05 F=63,834. Enunai decizia statistic Se respinge ipoteza de nul5. Enunai decizia cercetrii Timpul de rspuns variaz n funcie de condiiile stimulrii6. Calculai indicii de mrime a efectului eta ptrat i f

Eta ptrat:

2 df intergrup F 2 * 63.83 0.89df intergrup F df intragrup

2 63.83 15

f Cohen

2f 1 2

0.89 2.840.11

Exerciiu pagina 152

a) Ipoteza cercetrii (unilateral): Performana de operare numeric scade n condiii de criz de timp; Ipoteza de nul (bilateral): Performana de operare numeric nu este diferit n condiii de criz de timp i fr criz de timp.Observaii: n practica cercetrii, se recomand enunarea unilateral a ipotezeicercetrii i testarea statistic bilateral. Atunci cnd nu avem o baz teoretic sau empiric suficient, vom enuna ipoteza cercetrii unilateral, dar testarea unilateral nu este acceptabil dect n situaii cu totul excepionale, care trebuie justificate.b) tcritic=2,36

c) tcalculat=2,29d) se admite ipoteza de nul (tcalculatzcritic (1,96)Rezultatul susine respingerea ipotezei de nul. Procentul stngacilor n eantionul cercetrii estesemnificativ diferit de procentul stngacilor la nivelul populaiei

2. Dou grupuri de subieci, fiecare compus din 30 de persoane (N), particip la un experiment n care este studiat efectul stresului temporal asupra performanei de rezolvare de probleme. Primul grup are un termen-limit, iar cellalt nu. Rezultatele cercetrii arat c 25% dintre subiecii grupului care a lucrat ncriz de timp au rezolvat problema, n timp ce n grupul fr termen-limit, procentul rezolvrilor corecte a fost de 60%. Se poate afirma c stresul temporal reduce performana n rezolvarea de probleme? (a = 0,05, bilateral)

Utilizm formula 6,6 pentru eantioane mari:

z 0,25 0,60 0,35 3,180,25 * 0,75 0,60 * 0,40

0,1130 30zcalculat (3,18)>zcritic (1,96)Rezultatul susine respingerea ipotezei de nul. Procentul celor care au rezolvat problema n condiii destres temporal este semnificativ mai mic dect procentul celor care au rezolvat-o n absena stresului temporal.

3. ase studeni de la Facultatea de Arte Plastice au fost rugai s picteze dou tablouri, pe o tem la alegere. ntr-un caz au lucrat n condiii de linite, n cel de-al doilea caz au avut un fond sonor de muzic clasic. Lucrrile lor au fost evaluate de un profesor care a apreciat c cinci dintre studeni au dat dovad de mai mult creativitate n cnd au ascultat muzic dect n condiii de linite. Se poate concluziona c muzica clasic favorizeaz creativitatea artistic, pentrua = 0,05, bilateral?

Procentul studenilor creativi la nivelul eantionului: p=5/6=0,83Aplicm formula 6.7 (deoarece eantionul este foarte mic):

z | 5 6 * 0,83 | 0,5 0,3 0,326 * 0,83 * 0,17zcalculat(-0,32) X2critic (7,81)Rezultatele permit respingerea ipotezei de nul. Internrile psihiatrice variaz semnificativ nfuncie de anotimp.

Indicele phi Cramer de mrime a efectului:

c

20 0,25100 * (4 1)Conform grilei lui Cohen, avem o mrime medie a efectului

2. ntr-un serviciu de psihologie clinic rezultatele mai multor psihologi n terapia unor pacieni cu tulburri severe au fost evaluate astfel: ameliorare, fr modificri, nrutire.

Ipoteza cercetrii: Rezultatele terapiei variaz n funcie de psihiatrul care o practic. Ipoteza de nul: Rezultatele terapiei nu variaz n funcie de psihiatrul care o practic.

Grade de libertate: (5-1)*(3-1)=8Chi ptrat critic pentru alfa 0,05=15,51

Am realizat tabelul de coresponden punnd psihologii pe linii i starea pe coloane, pentru a se aranja mai bine n pagin.

AmelioratFr modificrinrutit

FOFAFOFAFOFAFrecvenamarginal

Psiholog A15(65*18,18)/100=11,815(28*18,18)/100=5,090(17*18,18)/100=3,0820 (18,18)

Psiholog B11(65*27,27)/100=17,2513(28*27,27)/100=7,636(17*27,27)/100=4,6330 (27,27)

Psiholog C16(65*18,18)/100=11,810(28*18,18)/100=5,094(17*18,18)/100=3,0820 (18,18)

Psiholog D13(65*18,18)/100=11,814(28*18,18)/100=5,093(17*18,18)/100=3,0820 (18,18)

Psiholog E10(65*18,18)/100=11,816(28*18,18)/100=5,094(17*18,18)/100=3,0820 (18,18)

Frecvenamarginal652817110

n tabelul de mai sus avem frecvenele observate (coloanele FO) i frecvenele ateptate (coloanele FA). Aplicm formula 6,9. Pentru fiecare pereche de celule FO i FA facem diferena, o ridicm la ptrat i o mprim la FA. Apoi nsumm rezultatele pentru toate celulele. Rezultatul este valoarea lui X2 (13,53)Decizia statistic:Chi ptrat calculat (13,53) < Chi ptrat critic (15,51)Rezultatele cercetrii impun admiterea ipotezei de nul i respingerea ipotezei c cei cinci psihiatri au o eficien profesional diferit unul de altul.

Calculm indicele phi Cramer pentru mrimea efectului:

c

13,53 0,24

110 * (3 1)Valoarea mrimii efectului este de nivel mediu.

Exerciiul de la pagina 200

Biei crescui n familii monoparentale: Suma rangurilor=129.5Biei crescui n familii parentale: Suma rangurilor=42.5 (rang mare nseamn scor ridicat la feminitate)Valoarea critic a testului (tabelar) pentru alfa=0.05; nA=8 i nB=10 este 17Valoarea testului Mann-Whitney=41.5, mai mare dect valoarea critic. Decizia statistic: se respinge ipoteza de nulDecizia cercetrii: Datele confirm ipoteza cercetrii

Exerciiul de la pagina 202

Valoarea critic a testului pentru k-1 grade de libertate (2) se citete n tabelul chi-ptrat: H critic=5.99Media rangurilor n funcie de culoarea prjiturilor:Verde: 8.83Rou: 11.92Galben: 7.75Valoarea calculat a testului Kruskall-Wallis: H=2.005Valoarea calculat este mai mic dect valoarea critic. Decizia statistic: se admite ipoteza de nulDecizia cercetrii: Datele nu susin ipoteza cercetrii