dit klopt toch niet?
we willen de 95%-bhi bepalen voor het verschil in percentage diarreegevallen tussen de groepen met een hoog en laag antilichaamniveau.
uitwerking:
12 mensen met laag niveau en diarree van de 14 --> p(laag) = 12/14
7 mensen met hoog niveau en diarree van de 16 --> p(hoog) = 7/16
nu doen ze dus p0 = 19/30 ( want 14 * (12/14) + 16 * (7/16) / 30 = 19/30)
en dus geldt dat 95%-bhi =
0,420 + of - 1,96 * 0,176 --> interval is (0,074 ; 0,765)
er wordt toch niet vanuit gegaan dat H0 juist is dus moet je toch de varianties [p * (1-p)] / n apart optellen ?
Laatste berichten
-
10:25
Herleiden afmetingen vanaf een foto 1
-
07:53
Rotatie van het heelal 25
-
00:49
Ervaringen met "herontdekkingen" 11
-
21:28
hall effect in vloeistof gebruiken als stromingssensor 6
-
17:59
Gezocht: de/een naam voor een getallenrij met een cauchyrij als partieelsommenrij
-
17:28
Casus uit de praktijk: positief test THC 18
-
17 apr
speciale rel. theorie 4
-
17 apr
Vreemde stank in huis 11
-
17 apr
3 vragen over mijn rooskleurige r.berekening H2netGekoppeldeHBrflowbatterij.
-
17 apr
Interpretatie reactie-energie 3
-
17 apr
Logistic equation (Pierre Verhulst,Belgian Mathematician) 5
-
16 apr
vB 9
-
15 apr
Kunnen quantum Zonnecellen 190% quantum efficiënt zijn 1
-
15 apr
Python: sockets sluiten 4
-
14 apr
Een eenvoudige logische redenering waarom tijd niet kan bestaan 'daarbuiten' 6
-
14 apr
Hoe kun je op quantumwijze getallen vinden in een rij die kleiner zijn dan getal k 3
-
13 apr
Documentenverdwijnen uit onedrive 1
-
12 apr
Behoud van impulsmoment en energie 5
-
12 apr
INLOG STORING / TIPS 4
-
09 apr
[natuurkunde] systeemgrafen 1
Nieuwsberichten
-
04 mar
Een nieuw soort magnetisme: altermagnetisme
-
31 okt
AI kan via stem diabetes vaststellen 11
-
21 okt
Einstein krijgt wéér gelijk 45
-
07 feb
witter dan wit 20
-
19 jun
irrigatie en de aardas
95% betrouwbaarheidsinterval
Forumregels
(Middelbare) school-achtige vragen naar het forum "Huiswerk en Practica" a.u.b.
Zie eerst de Huiswerkbijsluiter
(Middelbare) school-achtige vragen naar het forum "Huiswerk en Practica" a.u.b.
Zie eerst de Huiswerkbijsluiter
Re: 95% betrouwbaarheidsinterval
Beste...,
de 0-hypothese is toch juist dat er géén verschil is? En daarom 'mogen' de varianties resp. standaardfouten toch 'gewoon' worden 'gepooled'?
Is het echter geen echte toetsing van de 0-hypothese maar wéét je dat de proporties 'werkelijk' verschillen, dan zou je inderdaad de 'separate variance estimate' kunnen nemen van .115 i.p.v. .176, en het interval zou dan lopen van .116 tot .724 i.p.v. van .074 tot .765.
Veel groter probleem is dat met deze 'traditionele' benadering niet wordt voorkomen dat een interval buiten de theoretisch mogelijke range van -1 tot +1 gaat. Altman et al., Statistics with confidence, p. 49 (revisie 2000), geven bij zulke kleine aantallen een 'recommended' methode, gebaseerd op Newcombe, Interval estimation for the difference between independent proportions: Comparison of eleven mehtods, Stat Med 1998:17:873-90. Het gaat te ver die geheel uit te werken hier, maar ik heb eventueel een Excel-file, waarin alle bewerkingen zijn uitgewerkt (ook de eventuele berekening van de 'separate variance standard error'). I.p.v. het interval .074-.765 komt de methode van Altman resp. Newcombe dan uit op .075-.650. Dat interval is dus niet meer symmetrisch t.o.v. 12/14-7/16=.420, maar wat ook logisch is, omdat in extreme gevallen de +1 niet mag worden 'overschreden' (en de -1 natuurlijk ook niet).
Met groet, Ernest de Vroome
de 0-hypothese is toch juist dat er géén verschil is? En daarom 'mogen' de varianties resp. standaardfouten toch 'gewoon' worden 'gepooled'?
Is het echter geen echte toetsing van de 0-hypothese maar wéét je dat de proporties 'werkelijk' verschillen, dan zou je inderdaad de 'separate variance estimate' kunnen nemen van .115 i.p.v. .176, en het interval zou dan lopen van .116 tot .724 i.p.v. van .074 tot .765.
Veel groter probleem is dat met deze 'traditionele' benadering niet wordt voorkomen dat een interval buiten de theoretisch mogelijke range van -1 tot +1 gaat. Altman et al., Statistics with confidence, p. 49 (revisie 2000), geven bij zulke kleine aantallen een 'recommended' methode, gebaseerd op Newcombe, Interval estimation for the difference between independent proportions: Comparison of eleven mehtods, Stat Med 1998:17:873-90. Het gaat te ver die geheel uit te werken hier, maar ik heb eventueel een Excel-file, waarin alle bewerkingen zijn uitgewerkt (ook de eventuele berekening van de 'separate variance standard error'). I.p.v. het interval .074-.765 komt de methode van Altman resp. Newcombe dan uit op .075-.650. Dat interval is dus niet meer symmetrisch t.o.v. 12/14-7/16=.420, maar wat ook logisch is, omdat in extreme gevallen de +1 niet mag worden 'overschreden' (en de -1 natuurlijk ook niet).
Met groet, Ernest de Vroome
