Satysfakcja z życia rodziców dzieci niepełnosprawnych intelektualnie

Transkrypt

1 Satysfakcja z życia rodziców dzieci niepełnosprawnych intelektualnie Zadanie Zbadano satysfakcję z życia w skali 1 do 10 w dwóch grupach rodziców: a) Rodzice dzieci zdrowych oraz b) Rodzice dzieci z niepełnosprawnością intelektualną. Wyniki pomiaru satysfakcji przedstawia poniższa tabela: Dzieci zdrowe Dzieci z niepełnosprawnością Matka Ojciec Matka Ojciec Przygotuj zbiór danych i wprowadź do niego dane z powyższej tabeli (Uwaga! Pamiętaj, że badani są oboje rodzice dziecka jego matka i ojciec). 2. Oblicz dla każdej pary rodziców średni poziom satysfakcji z życia (średnia z satysfakcji Jego i Jej) 3. Dokonaj opisu rozkładu ocen satysfakcji z życia kobiet i mężczyzn średnia, mediana, odchylenie standardowe, minimum i maksimum oraz skośność i kurtoza opisz interpretację tych wyników i zanalizuj rozkład zmiennych na histogramie. 4. Zweryfikuj hipotezę, że przeciętna satysfakcja z życia ojców jest WYŻSZA niż satysfakcja matek. b. Czy satysfakcja matek i ojców jest wzajemnie skorelowana? Jeśli tak jaka to jest korelacja? c. Czy hipotezę o wyższej satysfakcji ojców z życia od satysfakcji matek można przyjąć, czy należy ją odrzucić? 5. Zweryfikuj hipotezę, że stan zdrowia dziecka (dziecko zdrowe vs. dziecko niepełnosprawne) modyfikuje różnice (jest moderatorem) poziomu satysfakcji ojca i matki b. Podaj odpowiednie statystyki i opisz wykres prezentujący wyniki. Karol Karasiewicz 1

2 Odpowiedzi 1. Przygotuj zbiór danych i wprowadź do niego dane z powyższej tabeli (Uwaga! Pamiętaj, że badani są oboje rodzice dziecka jego matka i ojciec). Dane zostały zapisane w pliku DANE.SAV. W jego strukturze znajdują się 4 zmienne: ID liczba porządkowa pary małżeńskiej, zmienna porządkowa, GRUPA poziom sprawności dziecka, 0 dziecko zdrowe (grupa kontrolna); 1 dziecko z niepełnosprawnością (grupa kryterialna), zmienna na poziomie nominalnym, MATKA satysfakcja z życia w ocenie matki, zmienna na poziomie ilościowym, OJCIEC satysfakcja z życia na w ocenie ojca, zmienna na poziomie ilościowym. Obserwacją badaną jest jedno małżeństwo jedno małżeństwo jest jednym wierszem w zbiorze danych. Fragment zbioru danych wklejony jest poniżej: NR GRUPA MATKA OJCIEC Oblicz dla każdej pary rodziców średni poziom satysfakcji z życia (średnia z satysfakcji Jego i Jej) Aby obliczyć średnią satysfakcję w parze należy uruchomić z menu PRZEKSZTAŁCENIA polecenie OBLICZ WARTOŚCI i w otwartym polu dialogowym wpisujemy: 1) ŚREDNIA w polu Zmienna wynikowa, oraz MEAN(OJCIEC,MATKA) w polu Wyrażenie numeryczne, 2) Klikamy na przycisk Typ i etykieta i 3) w polu etykiety wpisujemy ŚREDNI POZIOM SATYSFAKCJI Z ŻYCIA. Analogicznie również możemy wykonać to polecenie za pomocą poleceń SYNTAX. Wystarczy jedynie otworzyć nowy plik poleceń (PLIK NOWY POLECENIE) i wpisać do niego polecenie: COMPUTE ŚREDNIA = MEAN(OJCIEC, MATKA). VARIABLE LABELS ŚREDNIA Średni poziom satysfakcji z życia. EXECUTE. A następnie uruchomić to polecenie np. klikając prawym klawiszem myszy i wybierając polecenie URUCHOM WSZYSTKO z menu skrótów. Karol Karasiewicz 2

3 3. Dokonaj opisu rozkładu ocen satysfakcji z życia kobiet i mężczyzn średnia, mediana, odchylenie standardowe, minimum i maksimum oraz skośność i kurtoza opisz interpretację tych wyników i zanalizuj rozkład zmiennych na histogramie. Aby odpowiedzieć na to pytanie można przeprowadzić analizę rozkładu częstości wybierając ANALIZA OPIS STATYSTYCZNY CZĘSTOŚCI. 1) Do testowanych zmiennych przenosimy zmienne MATKA i OJCIEC oraz ŚREDNIA. 2) Następnie po przyciśnięciu STATYSTYKI wybieramy statystyki minimum dla zmiennych ilościowych: Średnią, medianę, odch. standardowe, minimum i maksimum oraz skośność i kurtozę. 3) A po przyciśnięciu przycisku WYKRESY żądamy HISTOGRAMU z krzywą normalną. 4) Możemy również dla zmiennych ilościowych rzadko nas to interesuje odznaczyć żądanie pokazywania tabel ze szczegółowym rozkładem, wówczas raport staje się krótszy, bardziej zwarty, jednak nie jest to konieczne. Po uruchomieniu analizy otrzymujemy raport, w którym znajduje się tabela Statystyki oraz histogramy dla wszystkich analizowanych zmiennych.. Statystyki N Ważne Braki danych Średnia Mediana Odchylenie standardowe Skośność Błąd standardowy skośności Kurtoza Błąd standardowy kurtozy Minimum Maksimum SATYSFAK CJA MATKI Z ŻYCIA SATYSFAK CJA OJCA Z ŻYCIA ,67 7,02 7,00 7,00 1,801 1,546 -,650 -,655,309,309,454,173,608, Wyniki przedstawione w powyższej tabeli wskazują, że zadowolenie badanych kobiet mieści się w przedziale od 1 do 10 punktu (tj w całej rozciągłości skali), natomiast przeciętna kobieta ocenia swoje zadowolenie na 6,67 punktu z odchyleniem standardowym 1,801 pkt. Tzn. że statystyczna matka ocenia swoje zadowolenie w przedziale od 4,869 (średnia minus odch. standardowe) do 8,471 (średnia plus odch. standardowe) pkt. Połowa badanych matek ocenia swoje zadowolenie z życia na co najwyżej 7 pkt. Karol Karasiewicz 3

4 Analiza rozkładu wyników przedstawionych na wykresie wskazuje, że rozkład ten można uznać za zbliżony do normalnego, co potwierdzają również wartości wskaźników kurtozy i skośności mieszczące się w przedziale (-,70 do,70). Oczywiście w analogiczny sposób można równięż przeanalizować (używając tego samego schematu) wyniki rozkładu ocen satysfakcji mężczyzn i różnicy zadowolenia obojga małżonków. 4. Zweryfikuj hipotezę, że przeciętna satysfakcja z życia ojców jest WYŻSZA niż satysfakcja matek. Najpierw więc sformułujmy tę hipotezę w sposób ścisły tzn. matematyczny. Hipoteza ta dotyczy różnicy dwóch średnich w próbach zależnych: H 0 : OJCA MATKI 0 H0 : OJCA MATKI 0 W problemie jest postawiona hipoteza badawcza, tj. hipoteza alternatywna, faktycznie zatem nie można jej zweryfikować wprost (o czym mowa jest szczegółowo na statystyce), ale można się ku niej skłaniać poprzez odrzucenie hipotezy zerowej. W celu analizy postawionego zagadnienia można posłużyć się testem t dla prób zależnych. Tzn. należy wybrać ANALIZA PORÓWNYWANIE ŚREDNICH TEST T DLA PRÓB ZALEŻNYCH. 1) Należy wybrać parę zmiennych MATKA i OJCIEC (klikając je na liście po lewej i kliknąć przycisk strzałki) KONIECZNIE należy zwrócić uwagę na kolejność zmiennych w sekcji Aktualny wybór, Jest tak, że wynik testu t (a dokładniej znak statystyki testowej t) zależy od kolejności wprowadzonych zmiennych. W postawionej powyżej hipotezie zerowej uznaliśmy, że wynik testu t powinien być DODATNI, aby móc odrzucić H 0, jednakże działo się tak przy zmiennych wprowadzonych w odwrotnej kolejności tego nie można zmienić z poziomu okienek do klikania. Tę samą analizę można uruchomić za pomocą polecenia SYNTAX, gdzie wystarczy jedynie wpisać: Karol Karasiewicz 4

5 TTEST /PAIRS = OJCIEC WITH MATKA. I uruchomić polecenie klikając na nie prawym przyciskiem i wybierając z otwartego menu URUCHOM BIEŻĄCE. Proszę zwrócić uwagę, że z poziomu SYNTAX możemy kontrolować kolejność wprowadzania zmiennych. i pojawi się raport z wynikami przeprowadzonych analiz. W nim znajdują się trzy istotne tabele: W tabeli Statystyki dla prób zależnych można przeczytać średnie i odchylenia standardowe obu par zmiennych, w tabeli Korelacje dla prób zależnych można odczytać siłę zależności między obu wynikami i w tabeli Testy t dla prób zależnych istotność różnicy (bezpośredni test hipotezy zerowej) obu porównywanych średnich. b. Czy satysfakcja matek i ojców jest wzajemnie skorelowana? Jeśli tak jaka to jest korelacja? Z tabeli Korelacje dla prób zależnych można odczytać, że korelacja (Liniowa Pearsona) między pomiarami satysfakcji z życia obu małżonków wynosi r=,623 i jest istotnie różna od zera p<0,001. Można zatem powiedzieć, że satysfakcja z życia obojga małżonków jest wzajemnie powiązana dodatnio im wyższa jest satysfakcja kobiety, tym wyższa jest również satysfakcja mężczyzny a zależność tę można uznać za silną. c. Czy hipotezę o wyższej satysfakcji ojców z życia od satysfakcji matek można przyjąć, czy należy ją odrzucić? Przeciętny poziom zadowolenia kobiet z życia wynosi M=6,67 z odchyleniem standardowym SD=1,80, natomiast przeciętny poziom satysfakcji z życia mężczyzn wynosi M=7,02 z odchyleniem standardowym SD=1,55. Różnica ta jest zgodna z oczekiwaną i okazuje się statystycznie istotna na poziomie <,05 [t(df=59)=1,832; p=,035]. Należy zauważyć, że podana w tabeli istotność statystyki testowej t jest oszacowana dla hipotezy bezkierunkowej. Natomiast w analizowanym przykładzie hipoteza ma postać kierunkową można zatem podzielić podaną istotność przez 2 dla oceny prawdopodobieństwa odrzucenia H 0. Stąd też hipotezę tę należy odrzucić (nie jak to by bezpośrednio wynikało z tabeli przyjąć). Hipotezę tę można jeszcze zweryfikować za pomocą testu t dla pojedynczej próby, gdzie zmienną zależną będzie (obliczona wcześniej) różnica między satysfakcją męża i żony, natomiast wartością testowaną jest 0 które jest testowane w hipotezie zerowej. Aby ten test przeprowadzić należy kliknąć ANALIZA PORÓWNANIA ŚREDNICH TEST T DLA JEDNEJ PRÓBY. Karol Karasiewicz 5

6 Po kliknięciu przycisku OK. obliczony zostanie raport, w którym zostanie wyrzucona wartość statystyki testowej t oraz poziom istotności (również dwustronny), który pozwala zweryfikować dokładnie tę samą hipotezę, jak zostało to przedstawione powyżej. 5. Zweryfikuj hipotezę, że stan zdrowia dziecka (dziecko zdrowe vs. dziecko niepełnosprawne) modyfikuje różnice (jest moderatorem) poziomu satysfakcji ojca i matki Ponownie jak to w psychologii zwykle bywa hipoteza ta została sformułowana w postaci hipotezy alternatywnej (badawczej), której de facto nie można zweryfikować wprost jedynie poprzez odrzucenie hipotezy zerowej, że nie ma istotnej statystycznie interakcji między obu czynnikami (sprawności dziecka i płci rodzica) we wpływie na zadowolenie z życia. H 0 : Nie istnieje interakcja wpływu płci rodzica i stopnia sprawności dziecka (dziecko niepełnosprawne pełnosprawne) we wpływie na satysfakcję z życia, H 1 : Różnica w zadowoleniu z życia kobiet i mężczyzn jest zależna od poziomu sprawności dziecka istnieje interakcja między płcią rodzica i sprawnością dziecka we wpływie na poziom satysfakcji z życia. Test tej hipotezy należy przeprowadzić za pomocą ANOVA 2x(2) w modelu mieszanym poziom sprawności dziecka x płeć rodzica z powtarzanym pomiarem w obrębie czynnika płci rodzica. Aby przeprowadzić ten test należy kliknąć na polecenie 1) ANALIZA OGÓLNY MODEL LINIOWY POWTARZANE POMIARY i następnie 2) w polu Nazwa czynnika wewnątrzobiektowego wpisać nazwę np. POMIAR oraz liczbę pomiarów (poziomów) do pola Liczba poziomów a więc 2, ponieważ są jedynie dwie płcie rodziców. Następnie po kliknięciu przycisku DEFINIUJ należy wprowadzić zmienne do czynników wewnątrzobiektowyh (powtarzanych pomiarów prób zależnych) oraz czynników międzyobiektowych (czynników stałych). A więc do czynników wewnątrzobiektowych przenosimy MATKA i OJCIEC a międzyobiektowych GRUPA Karol Karasiewicz 6

7 Warto dodać wykres prezentujący istnienie ewentualnej interakcji klikając w polecenie WYKRESY i przenosząc POMIAR (czynnik wewnątrzobiektowy) do poziomej osi X a GRUPA (czynnik międzyobiektowy) do oddzielnych linii. Podobnie również warto na karcie OPCJE zaznaczyć co najmniej Statystyki opisowe oraz Oceny wielkości efektów, niektórzy również zaznaczają Obserwowana moc co pozwala na testowanie mocy efektu a posteriori podejście równie często krytykowane, co stosowane. b. Podaj odpowiednie statystyki i opisz wykres prezentujący wyniki. Po przeprowadzeniu analizy otrzymujemy raport, w którym najważniejsze spośród wygenerowanych przez SPSS tabel to Testy efektów wewnątrzobiektowych, Testy efektów międzyobiektowych oraz wykres profili. Wyniki przeprowadzonej analizy statystycznej wskazują, że brak jest istotnej statystycznie różnicy między zadowoleniem z życia rodziców dzieci z niepełnosprawnością i dzieci zdrowych [F(1;58)= 2,574; p=,114; Eta 2 =,042]. Tzn. nie można odrzucić hipotezy zerowej o braku istotnych różnic między rodzicami dzieci niepełnosprawnych i pełnosprawnych co do zadowolenia z życia. Ponadto efekt różnicy między obu rodzicami jest statystycznie istotny na poziomie <,10 [F(1;58)= 3,344; p=,073], i choć wielkość efektu jest satysfakcjonująca (jak na badania psychologiczne) Eta 2 =,055, to na poziomie <,05 efekt ten charakteryzuje się bardzo niską mocą (1- =,436). Można jednocześnie powiedzieć, że hipoteza o braku interakcji między płcią rodzica, a poziomem sprawności dziecka znajduje swoje potwierdzenie [F(1;58)=,068; p=,795; Eta 2 =,001], można zatem powiedzieć, e postawiona hipoteza badawcza nie znajduje swojego potwierdzenia w wynikach przeprowadzonych analiz. Karol Karasiewicz 7