خطوات الاستخدام
1. فهم الغرض من اختبار فريدمان: هو اختبار لا معلمي بديل لتحليل التباين أحادي الاتجاه للقياسات المتكررة، يُستخدم عندما يكون لديك مجموعة واحدة من الأفراد تم قياسها في ثلاث ظروف أو أكثر (أو نقاط زمنية). يختبر ما إذا كانت توزيعات المجتمعات للظروف متطابقة، دون افتراض التوزيع الطبيعي أو تجانس التباينات. يعمل الاختبار عن طريق ترتيب البيانات داخل كل كتلة (فرد) ثم مقارنة مجموع الرتب عبر الظروف.
2. إعداد البيانات في مصفوفة: قم بترتيب ملاحظاتك في جدول حيث تمثل الصفوف الكتل (الأفراد) والأعمدة تمثل المعالجات (الظروف). تحتوي كل خلية على القياس الناتج. تأكد من عدم وجود قيم مفقودة؛ يجب أن يكون لكل كتلة مجموعة كاملة من القياسات لجميع المعالجات. على سبيل المثال، إذا كان لديك 5 أفراد و3 معالجات، ستحتاج إلى جدول 5×3.
3. ترتيب البيانات داخل كل كتلة: لكل صف (كتلة)، قم بتعيين رتب من 1 إلى k (حيث k هو عدد المعالجات) للملاحظات. أصغر قيمة تحصل على رتبة 1، والقيمة التالية الأصغر تحصل على رتبة 2، وهكذا. في حالة التعادل، قم بتعيين متوسط الرتب. بعد الترتيب، سيحتوي كل صف على تبديل للأرقام من 1 إلى k.
4. حساب إحصائية الاختبار Q: أولاً، لكل عمود معالجة j، اجمع الرتب التي خصصتها عبر جميع الكتل. نسمي مجموع الرتب هذا R_j. ثم احسب Q باستخدام الصيغة: Q = [12 / (n * k * (k+1))] * Σ(R_j^2) - 3 * n * (k+1)؛ حيث n = عدد الكتل، k = عدد المعالجات. لأحجام العينات الصغيرة (n < 10 أو k < 4)، استخدم الجداول الحرجة الدقيقة؛ وإلا، تتبع Q توزيع كاي تربيع بدرجات حرية k-1.
5. تفسير النتيجة: قارن Q المحسوبة بقيمة حرجة من توزيع كاي تربيع (أو جدول دقيق). إذا كانت Q أكبر من القيمة الحرجة (أو كانت قيمة p أقل من مستوى الدلالة، عادة 0.05)، ارفض الفرضية الصفرية بأن تأثيرات المعالجات متطابقة. تشير النتيجة الدالة إلى أن معالجة واحدة على الأقل تختلف عن الباقي. اتبع ذلك باختبارات ما بعد المقارنة (مثل اختبار نيميني) لتحديد أي أزواج المعالجات تختلف اختلافًا كبيرًا.
أمثلة محلولة
تطبيقات عملية على اختبار فريدمان بخطوات الحل كاملة.
الحل
الخطوة 1: ترتيب البيانات في جدول 6×3 بحيث الصفوف تمثل الأشخاص والأعمدة الحميات. الخطوة 2: ترتيب كل صف: للشخص 1 القيم: 2.1 (B=1.9 يحصل على رتبة 1، A=2.1 رتبة 2، C=3.0 رتبة 3) -> الرتب: A=2, B=1, C=3. بالمثل: الشخص 2: A=3.0 (2), B=2.8 (1), C=4.2 (3) -> الرتب: A=2, B=1, C=3. الشخص 3: A=1.7 (1), B=2.3 (2), C=2.5 (3) -> الرتب: A=1, B=2, C=3. الشخص 4: A=1.5 (1), B=1.8 (2), C=2.2 (3) -> الرتب: A=1, B=2, C=3. الشخص 5: A=2.9 (2), B=2.5 (1), C=3.8 (3) -> الرتب: A=2, B=1, C=3. الشخص 6: A=2.2 (2), B=2.1 (1), C=3.1 (3) -> الرتب: A=2, B=1, C=3. الخطوة 3: حساب مجموع الرتب: R_A = 2+2+1+1+2+2 = 10; R_B = 1+1+2+2+1+1 = 8; R_C = 3+3+3+3+3+3 = 18. n=6, k=3. Q = [12/(6*3*4)] * (10^2+8^2+18^2) - 3*6*4 = [12/72] * (100+64+324) - 72 = (0.1667)*488 - 72 = 81.33 - 72 = 9.33. درجات الحرية = k-1 = 2. القيمة الحرجة من جدول كاي تربيع عند α=0.05 ودرجتي حرية هي 5.991. بما أن 9.33 > 5.991، نرفض الفرضية الصفرية. الاستنتاج: يوجد فرق كبير في فقدان الوزن بين الحميات الثلاث. يجب إجراء اختبارات ما بعد المقارنة (مثل نيميني) بعد ذلك.
الحل
الخطوة 1: تنظيم البيانات في جدول 8×4. الخطوة 2: الترتيب داخل كل مشارك (صف). للمشارك 1: القيم 8,6,7,5 -> الرتب: W=4, X=2, Y=3, Z=1. بالمثل لجميع المشاركين. الخطوة 3: حساب مجموع الرتب: R_W = مجموع رتب W, R_X, R_Y, R_Z. دعنا نحسب بسرعة: المشارك 1: W4, X2, Y3, Z1; المشارك 2: W3, X1, Y4, Z2; المشارك 3: W4, X3, Y1, Z2; المشارك 4: W2, X3, Y1, Z4; المشارك 5: W1, X2, Y3, Z4; المشارك 6: W3, X4, Y1, Z2; المشارك 7: W2, X3, Y4, Z1; المشارك 8: W2, X3, Y4, Z1. المجاميع: R_W = 4+3+4+2+1+3+2+2 = 21; R_X = 2+1+3+3+2+4+3+3 = 21; R_Y = 3+4+1+1+3+1+4+4 = 21; R_Z = 1+2+2+4+4+2+1+1 = 17. إذن المجاميع: 21,21,21,17. n=8, k=4. Q = [12/(8*4*5)] * (21^2+21^2+21^2+17^2) - 3*8*5 = [12/160] * (441+441+441+289) - 120 = 0.075 * 1612 - 120 = 120.9 - 120 = 0.9. درجات الحرية = 3. القيمة الحرجة عند α=0.05, df=3 هي 7.815. بما أن 0.9 < 7.815, لا نرفض الفرضية الصفرية. الاستنتاج: لا يوجد فرق كبير في سهولة الاستخدام المدركة بين الواجهات الأربع.
أمثلة محسوبة
قيم مُدخَلة ونتيجة محسوبة فعليًا بواسطة اختبار فريدمان.
قيم مُدخَلة قياسية
- الكتل (صفوف بفواصل منقوطة)
- 7,8,6;9,10,8;6,7,5
قيم مُدخَلة مرتفعة
- الكتل (صفوف بفواصل منقوطة)
- 1,2,3,4;4,3,2,1;2,4,1,3
قيم مُدخَلة منخفضة
- الكتل (صفوف بفواصل منقوطة)
- 5,5,6;6,5,4