Теория статистического вывода. Харченко М.А. - 44 стр.

UptoLike

ВУЗ: 

ВГУ | Воронеж

Составители: 

Рубрика: 

44
Выпадающие группы можно выявить путем парного сравнения от-
дельных групп с помощью критерия Стьюдента.
Пример 4.3. В таблице 14 приведены результаты лингвистического эксперимен-
та, проведенного с целью выяснения влияния способа сообщения значения иноязычно -
го слова на надежность его практического употребления: I серия — однословный пере-
вод при полном совпадении понятий, II серия — однословный перевод при несовпаде-
нии понятий , III серия — многозначный перевод, IV серия — показ картинки , V серия
— показ нескольких картинок, VI серия — истолкование выражаемых словом понятий,
VII серия — включение слова в небольшой контекст.
Таблица 14
Количество правильно употребляемых слов, %
Способ сообщения значения слова
№
I II III IV V VI VII
1 97,9 51,5 52,1 60,4 52,1 96,6 62,5
2 98,6 52,1 45,8 64,6 60,4 97,6 57,1
3 89,6 50,0 64,3 61,9 53,3 89,9 58,3
4 91,7 52,1 66,7 62,5 60,4 93,7 68,0
5 92,6 58,3 65,3 66,7 55,6 98,6 63,0
6 90,0 34,5 51,9 76,7 63,0 – 61,7
7 92,6 53,3 63,3 68,5 78,3 – 64,8
8 – 57,4 72,2 63,9 51,5 – 65,3
9 – – 54,2 – 68,1 – –
n
i
7 8 9 8 9 5 8
i
x
93,29 51,15 59,53 65,65 60,30 95,28 62,59
2
i
s
12,895 53,611 76,568 26,720 75,990 12,397 13,001
Требуется сравнить эффективность рассмотренных способов сообщения значе-
ния иноязычного слова на надежность его практического употребления в речи . Изучае-
мая характеристика имеет нормальный закон распределения.
Решение. Нулевой гипотезой h
0
является предположение об отсутствии различий
между семью способами сообщения значения иноязычного слова, т.е. гипотеза об од-
нородности семи исследуемых выборок:
а
1
= а
2
= … = а
m
= а,
22
7
2
2
2
1
... σσσσ ==== .
Альтернативная гипотеза h
1
состоит в том, что исследуемые выборки не являют-
ся однородными .
Для проверки нулевой гипотезы используем однофакторный дисперсионный
анализ.
1. Первое ограничение однофакторного дисперсионного анализа — нормаль -
ность распределения — выполняется по условию задачи .
2. Проверим гипотезу
22
7
2
2
2
1
... σσσσ ====
о равенстве генеральных диспер -
сий. Вследствие того , что объемы выборок не равны , для проверки нулевой гипотезы
используем критерий Бартлета. Эмпирическое значение критерия находим по формуле
C
V
B =
(знаменатель C вычислять не торопимся ).
Для расчета составляем расчетную таблицу (табл. 15). 
                                               44

      В ыпадаю щ и е группы мож но выяви ть путем парного сравнени я от-
дель ных групп спомощ ь ю кри тери я Сть ю дента.
       П рим ер 4.3. В табли це14 при ведены рез ультаты ли нгви сти ческого э кспери мен-
та, проведенного с цель ю выяснени я вли яни я способа сообщ ени я з начени я и нояз ычно-
го словананадеж ность его практи ческого употреблени я: I сери я — однословный пере-
вод при полном совпадени и поняти й , II сери я — однословный перевод при несовпаде-
ни и поняти й , III сери я — многоз начный перевод, IV сери я — показ карти нки , V сери я
— показ несколь ки х карти нок, VI сери я — и столковани евыраж аемыхсловом поняти й ,
VII сери я — вклю чени есловавнебольшой контекст.
                                                                                 Т аблица14
                       К о ли чест во п р ави льно уп о т р еб ля емы х сло в, %
                                   Спо с о б с о о бщ ения зна чения с ло ва
   №
                I            II          III             IV         V            VI       VII
    1          97,9         51,5        52,1            60,4       52,1         96,6      62,5
    2          98,6         52,1        45,8            64,6       60,4         97,6      57,1
    3          89,6         50,0        64,3            61,9       53,3         89,9      58,3
    4          91,7         52,1        66,7            62,5       60,4         93,7      68,0
    5          92,6         58,3        65,3            66,7       55,6         98,6      63,0
    6          90,0         34,5        51,9            76,7       63,0          –        61,7
    7          92,6         53,3        63,3            68,5       78,3          –        64,8
    8           –           57,4        72,2            63,9       51,5          –        65,3
    9           –            –          54,2              –        68,1          –         –
    ni          7            8            9               8         9            5         8
    xi        93,29        51,15       59,53           65,65      60,30        95,28     62,59
   s i2      12,895       53,611      76,568        26,720      75,990         12,397   13,001

          Т ребуется сравни ть э ф ф екти вность рассмотренных способов сообщ ени я з наче-
ни я и нояз ычного словананадеж ность его практи ческого употреблени я в речи . И з учае-
мая характери сти каи меетнормаль ный з акон распределени я.
          Р еш ени е. Н улевой ги потез ой h0 является предполож ени еоб отсутстви и раз ли чи й
меж ду семь ю способами сообщ ени я з начени я и нояз ычного слова, т.е. ги потез а об од-
нородности семи и сследуемых выборок:
                        а1 = а2 = … = аm = а,            σ 12 = σ 22 = ... = σ 72 = σ 2 .
          А льтернати вная ги потез аh1 состои твтом, что и сследуемыевыборки неявляю т-
ся однородными .
          Д ля проверки нулевой ги потез ы и споль з уем одноф акторный ди сперси онный
анали з .
          1. Первое ограни чени е одноф акторного ди сперси онного анали з а — нормаль-
ность распределени я — выполняется по услови ю з адачи .
          2. Провери м ги потез у σ 12 = σ 22 = ... = σ 72 = σ 2 о равенстве генераль ных ди спер-
си й . В следстви е того, что объемы выборок не равны, для проверки нулевой ги потез ы
и споль з уем кри тери й Бартлета. Э мпи ри ческое з начени е кри тери я находи м по ф ормуле
      V
B = (з наменатель C вычи слять неторопи мся).
      C
          Д ля расчетасоставляем расчетную табли цу (табл. 15).

Страницы