Случай 3. Другие критерии слишком трудоемки

Этот случай чаще всего относится к критерию χ ². Заменить его критерием φ * можно при условии, если сравниваются распределения при­знака в двух выборках, а сам признак принимает всего два значения[25].

В качестве примера можно привести задачу с соотношением муж­ских и женских имен в записных книжках двух психологов (см. п. 4.2, Табл. 4.11).

Преобразуем Табл. 4.11 в четырехклеточную таблицу, где " эффектом" будем считать мужские имена.

Таблица 5.18

Четырехклеточная таблица для подсчета φ * при сопоставлении запис­ных книжек двух психологов по соотношению мужских и женских имен

Сформулируем гипотезы.

H₀: Доля мужских имен в записной книжке С. не больше, чем в за­писной книжке X.

H₁: Доля мужских имен в записной книжке С. больше, чем в записной книжке X.

Далее действуем по алгоритму.

По Табл. XIII Приложения 1 определяем, какому уровню досто­верности соответствует это значение. Мы видим, что такого значения вообще нет в таблице. Построим " ось значимости".

Полученное эмпирическое значение - далеко в " зоне незначимости".

f* _эмп> f* _теор

Ответ: H₀ принимается. Доля мужских имен в записной книжке психолога С. не больше, чем в запиской книжке психолога X.

Исследователь сам может решить для себя, какой метод ему в данном случае удобнее применить - χ ² или φ *. Похоже, что во втором случае меньше расчетов, хотя чуда не произошло: различия по-прежнему недостоверны.

Итак, мы убедились, что критерий φ * Фишера может эффектив­но заменять традиционные критерии в тех случаях, когда их применение невозможно, неэффективно или неудобно по каким-то причинам.

Биномиальный критерий m может служить заменой критерия χ ² в случае альтернативных распределений или в случае, когда признак может принимать одно из нескольких значений и вероятность того, что он примет определенное значение, известна.

В качестве примера можно привести исследование, посвященное распределению предпочтений по 4-м типам мужественности (см. Задачу 3 к Главе 4). Если бы для испытуемых все 4 типа мужественности были одинаково привлекательными, то на первом месте примерно оди­наковое количество раз оказывался бы каждый из типов. Иными сло­вами, вероятность оказаться на первом месте для каждого типа состав­ляла бы ¹/₄ т.е. Р=0.25.

В действительности же Национальный тип оказался на 1-м месте 19 раз, Современный - 7 раз, Религиозный - 3 раза и Мифологический - 2 раза. Можно попытаться определить, достоверно ли Национальный тип чаще оказывается на 1-м месте, чем это предписывается вероятно­стью Р=0, 25?

Сформулируем гипотезы.

H₀; Частота попадания Национального типа мужественности на 1-е ме­сто в ряду предпочтений не превышает частоты, соответствующей вероятности Р=0, 25.

H₁: Частота попадания Национального типа мужественности на 1-е ме­сто в ряду предпочтений превышает частоту, соответствующую ве­роятности Р=0, 25.

Определим теоретическую частоту попадания того или иного типа мужественности на 1-е место при равновероятном выборе:

f _теор=n· Р =31-0, 25=7, 75

В данном случае соблюдаются требования, предусмотренные ог­раничением 3: Р=0, 25< 0, 50; f _эмп> f _теор. Мы можем использовать би­номиальный критерий при n< 50. В данном случае n=31. По Табл. XV Приложения 1 определяем критические значения m при n=31, Р=0, 25; Q=0, 75:

Ответ: H₀ отвергается. Частота попадания Национального типа мужественности на 1-е место в ряду предпочтений превышает частоту, соответствующую вероятности Р=0, 25 (р< 0, 01).

Итак, Национальный тип мужественности действительно чаще оказывается на 1-м месте, чем это происходило бы в том случае, если бы он выбирался на 1-е место равновероятно с другими типами.

Отметим, что мы проверяли гипотезу не об отличии данного типа мужественности от других типов, а об отличии частоты его встречаемо­сти от теоретически возможной величины при равновероятном выборе. Все остальные типы и остальные позиции выбора остаются " за кадром" нашего рассмотрения.

Аналогичным образом можно сопоставить с теоретической часто­той эмпирическую частоту попадания любого другого типа на любую другую позицию.