Oneway, множественные попарные сравнения
Таблица 4.14. Oneway, множественные попарные сравнения
|
Mean Difference (I-J) |
Std. Error |
Sig. |
95% Confidence Interval | ||||
|
(I) W10 образование |
(J) W10 образование |
Lower Bound |
Upper Bound | ||||
|
Tukey HSD |
1.00 Высшее |
2.00 н/высш |
0.296* |
0.093 |
0.013 |
0.041 |
0.551 |
|
3.00 ср спец |
0.039 |
0.049 |
0.934 |
-0.095 |
0.172 | ||
|
4.00 среднее |
0.140 |
0.057 |
0.102 |
-0.016 |
0.297 | ||
|
5.00 ниже среднего |
0.154 |
0.098 |
0.516 |
-0.113 |
0.422 | ||
|
2.00 н/высш |
1.00 Высшее |
-0.296* |
0.093 |
0.013 |
-0.551 |
-0.041 | |
|
3.00 ср спец |
-0.257 |
0.094 |
0.050 |
-0.514 |
0.000 | ||
|
4.00 среднее |
-0.155 |
0.099 |
0.515 |
-0.425 |
0.114 | ||
|
5.00 ниже среднего |
-0.142 |
0.127 |
0.799 |
-0.488 |
0.205 | ||
|
3.00 ср спец |
1.00 Высшее |
-0.039 |
0.049 |
0.934 |
-0.172 |
0.095 | |
|
2.00 н/высш |
0.257 |
0.094 |
0.050 |
0.000 |
0.514 | ||
|
4.00 среднее |
0.102 |
0.059 |
0.412 |
-0.058 |
0.262 | ||
|
5.00 ниже среднего |
0.116 |
0.099 |
0.769 |
-0.154 |
0.386 | ||
|
4.00 среднее |
1.00 Высшее |
-0.140 |
0.057 |
0.102 |
-0.297 |
0.016 | |
|
2.00 н/высш |
0.155 |
0.099 |
0.515 |
-0.114 |
0.425 | ||
|
3.00 ср спец |
-0.102 |
0.059 |
0.412 |
-0.262 |
0.058 | ||
|
5.00 ниже среднего |
0.014 |
0.103 |
1.000 |
-0.268 |
0.296 | ||
|
5.00 ниже среднего |
1.00 Высшее |
-0.154 |
0.098 |
0.516 |
-0.422 |
0.113 | |
|
2.00 н/высш |
0.142 |
0.127 |
0.799 |
-0.205 |
0.488 | ||
|
3.00 ср спец |
-0.116 |
0.099 |
0.769 |
-0.386 |
0.154 | ||
|
4.00 среднее |
-0.014 |
0.103 |
1.000 |
-0.296 |
0.268 | ||
В качестве примера рассмотрим различие среднего промедианного логарифма доходов в группах по образованию, группы которого несколько укрупнены:
recode v10 (4 5 =4) (6 7 8=5) (else=copy) into w10.
var lab w10 "образование".
value lab w10 1 "Высшее" 2 "н/высш" 3 "ср. спец" 4 "среднее" 5 "ниже среднего".
ONEWAY lnv14m BY w10 /STATISTICS DESCRIPTIVES HOMOGENEITY /POSTHOC = BTUKEY SCHEFFE BONFERRONI ALPHA(.05).
На основании полученной выдачи видим, что:
- доверительные интервалы для высшего и неполного высшего образования не пересекаются (см. табл.4.10);
- дисперсии в группах различаются не существенно (см. тест Ливиня, табл.4.11);
- в целом наблюдается связь душевого дохода с образованием (гипотеза о равенстве средних - отвергается, см. таблицу 4.12);
- выделились следующие две группы по образованию с неразличимыми средними: 2 н/высшее, 5 ниже среднего, 4 среднее и 5 ниже среднего, 4 среднее, 3 среднее спец, 1 высшее (табл.4.13);
- попарные множественные сравнения показали, что единственная пара отличающихся по средним групп - это группы с неполным высшим и респондентов с высшим образованием (наблюдаемая значимость - 0.013, таблица 4.14).
