SPSS: PROGRAMAS E ROTINAS COMPLEMENTARES (SYNTAX FILES) |
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Correlação e Regressão |
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Teste da diferença
de zero de uma matriz de |
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*** Teste da diferença de zero de uma matriz de coeficientes de *** de correlação *** Valentim Rodrigues Alferes (Universidade de Coimbra, 2002) *** ** ** Esta sintaxe efectua o teste de que nenhuma das correlações de uma ** matriz de correlação entre três ou mais variáveis se afasta de zero. ** Dito de outro modo, a sintaxe testa se uma matriz de correlação ** se afasta significativamente de uma matriz de identidade (1s na dia- ** gonal e 0s fora da diagonal). ** No exemplo (Cohen & Cohen, 1983, p. 58), pretende saber-se se ** a matriz das 10 intercorrelações
entre 5 variáveis, medidas numa ** mesma amostra de 28 sujeitos, é diferente de uma matriz de ** correlação nula. As correlações apresentadas pelos autores no ** Quadro 2.8.3 são as seguintes: ** ** X
Y Z U
V ** X 1.00 ** Y .10 1.00 ** Z .19 .04 1.00 ** U .22 .38 -.21 1.00 ** V -.05 .50 -.12 .03 1.00 ** DATA LIST FREE /RD(F8.4). *
Introduza os coeficientes de correlação. BEGIN DATA 0,10 0,19
0,22 -0,05 0,04
0,38 0,50 -0,21
-0,12 0,03 END DATA. COMPUTE
ZI_2=((LN(1+RD)-LN(1-RD))/2)**2. COMPUTE X=1. EXECUTE. AGGREGATE/OUTFILE=*/BREAK=X/SOMA=SUM(ZI_2)/GL=SUM(X). * Introduza o N para as correlações. COMPUTE N = 28. COMPUTE QUI_2=(N-3)*SOMA. COMPUTE PROB=1-CDF.CHISQ(QUI_2,GL). EXECUTE. FORMATS QUI_2(F12.4) GL(F8.0) PROB(F8.4). LIST QUI_2 GL PROB. |
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Output (exemplo) |
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*** Teste da diferença de zero de uma matriz de coeficientes de *** de correlação *** Valentim Rodrigues Alferes (Universidade de Coimbra, 2002) *** ** ** Esta sintaxe efectua o teste de que nenhuma das correlações de uma ** matriz de correlação entre três ou mais variáveis se afasta de zero. ** Dito de outro modo, a sintaxe testa se uma matriz de correlação ** se afasta significativamente de uma matriz de identidade (1s na dia- ** gonal e 0s fora da diagonal). ** No exemplo (Cohen & Cohen, 1983, p. 58), pretende saber-se se ** a matriz das 10 intercorrelações entre 5 variáveis, medidas numa ** mesma amostra de 28 sujeitos, é diferente de uma matriz de ** correlação nula. As correlações apresentadas pelos autores no ** Quadro 2.8.3 são as seguintes: ** ** X Y Z U V ** X 1.00 ** Y .10 1.00 ** Z .19 .04 1.00 ** U .22 .38 -.21 1.00 ** V -.05 .50 -.12 .03 1.00 **
DATA LIST FREE /RD(F8.4). * Introduza os coeficientes de correlação. BEGIN DATA 0,10 0,19 0,22 -0,05 0,04 0,38 0,50 -0,21 -0,12 0,03 END DATA. COMPUTE ZI_2=((LN(1+RD)-LN(1-RD))/2)**2. COMPUTE X=1. EXECUTE. AGGREGATE/OUTFILE=*/BREAK=X/SOMA=SUM(ZI_2)/GL=SUM(X). * Introduza o N para as correlações. COMPUTE N = 28. COMPUTE QUI_2=(N-3)*SOMA. COMPUTE PROB=1-CDF.CHISQ(QUI_2,GL). EXECUTE. FORMATS QUI_2(F12.4) GL(F8.0) PROB(F8.4). LIST QUI_2 GL PROB.
List
QUI_2 GL PROB
15,5964 10 ,1118
Number of cases read: 1 Number of cases listed: 1 |
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Nota 1 De acordo com o output, podemos concluir que, tomadas no conjunto, as 10
intercorrelações não se afastam significativamente de zero, c(10) = 15.60, p = .1118. A diferença entre o xobs no exemplo
de Cohen e Cohen (1983, p. 58) e o cobs no
presente output (respectivamente, 15.586
e 15.596) resulta do arredondamento para três decimais das transformações de
r em z de Fisher feitas pelos autores (cf. Quadro 2.8.3). |
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Nota 2 Note que se tivesse testado individualmente a
correlação entre Y e V (r = .50; N =
28), utilizando, por exemplo, outra sintaxe
disponível neste site, teria chegado à conclusão que a mesma seria significativamente
diferente de zero: R N T GL
P_BI P_UNI ,50
28 2,9439 26
,0067 ,0034 O mesmo seria válido para a correlação entre
Y e U (r = .38; N = 28): R N T GL
P_BI P_UNI ,38 28
2,0948 26 ,0461
,0230 Quer isto dizer que sempre que tem uma matriz de
correlações deve utilizar o presente teste. Proceder a testes individuais
equivale a capitalizar sobre o acaso ou, em jargão, a “ir à pesca dos
resultados” (fishing / error rate problem). |
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Referência |
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Cohen,
J., & Cohen, P. (1983). Applied
multiple regression/correlation analysis for the behavioral sciences (2nd
ed.). |
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Última actualização: 2002-12-16 |