14a, s...

132) — Aby mo¿na uznaæ ró¿nicê: 7\viad -Pw = 2 pkt. za istotn¹ statystycznie na po- aomie a = 0,05 musi ona przewy¿szaæ (lub byæ co najmniej równa) wartoœæ 5nSEMD(Ti_-pw). Poniewa¿ tak w³aœnie jest, gdy¿ przewy¿sza ona wartoœæ tego yterium, wiêc otrzymana ró¿nica 2 pkt. mo¿e byæ uznana za statystycznie istotn¹ poziomie a = 0,05. .4.2. Œrednia obliczona bez uwzglêdnienia testu Ti yk³ad. Poka¿emy teraz technikê obliczeñ wartoœci SEMDg- _ p) dla oceny istotnoœci nicy miêdzy wynikiem uzyskanym przez Annê Kowalsk¹ (wiek: 40 lat) w teœcie „Wiadomoœci" WAIS-R oraz przeciêtnym profilem skali s³ownej (Pv). Tym razem jed-; wynik testu nie by³ uwzglêdniany przy obliczaniu œredniej. Osoba badana uzyska³a uj¹ce wyniki przeliczone w szeœciu testach w Skali S³ownej WAIS-R: 557 Osoba badana: 14 10 13 12 13 10 SEMTmad. = 0,91, a = 0,05 7\viad. = 14 PV = 11,6. Zo,o5/2 = 1,96, Korzystaj¹c ze wzorów prztoczonych w pkt. 9. i 10. zestawienia oznaczeñ obliczamy wartoœæ = (0,91)2 (1,22)2 + (1,27)2 = 7,2065, i' 7 ( 0 , 9 1 ) ^ = 1 , 0 1 4 0 , t t c . - ' , U0- ³?.v >j f i G£.i Zo,o5nS EMD(Ti_ py) = (l,96)(l,0 140) = 1,9874, ' Wiad _ pv = 14 - 12 = 2. Aby mo¿na uznaæ ró¿nicê: rWiad - Pv = 2 pkt. za istotn¹ statystycznie na poziomie a = 0,05 musi ona przewy¿szaæ (lub byæ co najmniej równa) wartoœæ ZofisaSEMD^- Py) ? Poniewa¿ tak w³aœnie jest, gdy¿ przewy¿sza ona wartoœæ tego kryterium, wiêc otrzymana ró¿nica 2 pkt. mo¿e byæ uznana za statystycznie istotn¹ na poziomie a = 0,05. Wy³¹czenie wyniku testu „Wiadomoœci" z obliczania wielkoœci ró¿nicy Tw - 1 - Py da³o wiêc, w tym konkretnym przypadku, ten sam rezultat co w przypadku, gdy wynik tego testu „wchodzi³" do œredniej. Sta³o siê tak, gdy¿ obie œrednie nie ró¿ni³y siê znacz¹co — 12 (6 testów) i 11,6 (5 testów). 2.5. Ocena istotnoœci ró¿nic wyników dwóch testów: A "' d ' Tiii Tj — wskaŸnik:d(Tii-Tj) r-i i es ?u fc Ostatnim krokiem w analizie intraindywidualnej profilu pojedynczej osoby ba- danej bêdzie dokonanie porównañ ka¿dego testu z ka¿dym {T z T'). Chodzi bowiem o to, aby oceniæ ró¿nice miêdzy wynikami poszczególnych testów wg zasady: „ka¿dy z ka¿dym". Trzeba oddzieliæ te pary testów, których wyniki uzyskane przez osobê badan¹ ró¿ni³y siê istotnie (na danym c) od tych par testów, których wyniki nie ró¿ni³y siê istotnie. Dalszej, psychologicznej inter- pretacji poddajemy tylko te ró¿nice, które by³y istotne statystycznie. Zastoso- wana tu bêdzie ta sama procedura statystyczna, co w przypadku wykreœlania profilów dolnych i górnych granic przedzia³ów ufnoœci dla danego, otrzymanego przez osobê badan¹, profilu psychometrycznego. Bêdzie to zatem sygnalizowana ju¿ metoda przedzia³u ufnoœci. Przedzia³ ufnoœci dla ró¿nicy dwóch wyników prawdziwych : „T-Tœ\ na danym poziomie ufnoœci: (1 -a) 100%, ma postaæ: J} xhlJS ,iv*,. (Ts-Ts')e ((T-T O- r-,; (T- T ') + ). (19.8) Jak interpretujemy przedzia³ ufnoœci dla ró¿nicy: „Ts - Ts"7 Aby ró¿nicê wy- ników: TiT' uznaæ za istotn¹ na danym poziomie a, musi ona (jej wartoœæ 558 bezwzglêdna) przewy¿szaæ (lub byæ co najmniej równa) wartoœæ pó³przedzia³u uf- noœci: ,^2SEMD(7-_7-)". Albo inaczej: je¿eli dolna granica przedzia³u ufnoœci bê- dzie liczb¹ ujemn¹, to bêdzie to oznacza³o, i¿ dana ró¿nica: T-T' nie jest istotna statystycznie, a zaobserwowana ró¿nica: T-T' nie bêdzie podlega³a psychologicz- nej interpretacji. Ten sposób oceny istotnoœci ró¿nic wyników dwóch testów wcho- dz¹cych w sk³ad baterii testów rekomenduj¹ Lord i Novick (1968, rozdz. 7.), Mag- nusson (1991, rozdz. 7.), Brzeziñski i Noworol (1984). Przyk³ad. Genowefa Nowak (lat: 45) uzyska³a w teœcie „Wiadomoœci" (J,) i w teœcie „Arytmetyki" (T2) WAIS-R nastêpuj¹ce wyniki: Tt = 15, T2 = 13. Wspó³czynniki rzetelnoœci obu testów, dla przedzia³u wieku: 45-54 s¹ nastê- puj¹ce (por. Wechsler, 1981, tab. 10, s. 30): »Va> m 0,87 (J, : Wiad.), rm = 0,84 (T2 : Arytm.). Korzystaj¹c ze wzoru (por. punkt 14. w wykazie oznaczeñ) na mamy: SEMD(T I-T2) = 3(2 - 0,87 - 0,84)05 =1,61. Czy zaobserwowana ró¿nica: „15 -13 = 2 pkt." mo¿e byæ uznana za statysty- cznie istotn¹ na poziomie a = 0,05? Aby odpowiedzieæ na to pytanie musimy zbu- dowaæ pó³przedzia³ ufnoœci: 1) = 3,15; w zaokr¹gleniu: 3 pkt. Poniewa¿ ró¿nica Tx-T2 = 2 pkt. jest mniejsza od wartoœci pó³przedzia³u uf- noœci równej 3 pkt. wiêc nie mo¿na jej uznaæ za istotn¹ statystycznie. Aby owa ró¿nica mog³a byæ uznana za istotn¹, musia³aby wynosiæ co najmniej 3 pkt. 3. Analiza interprofilowa 3.1. Wspó³czynnik G-Holleya i Guilforda — testy dychotomiczne („0,1") Bardzo czêsto w swojej praktyce badawczej psycholog, a zw³aszcza psycholog praktyk, np