Ελεγχος Στατιστικών Υποθέσεων με τη χρήση του στατιστικού προγραμμάτος SPSS v. 20

Μέγεθος: px
Εμφάνιση ξεκινά από τη σελίδα:

Download "Ελεγχος Στατιστικών Υποθέσεων με τη χρήση του στατιστικού προγραμμάτος SPSS v. 20"

Transcript

1 A Πανεπιστήμιο Αιγαίου Σχολή Επιστημών της ιοίκησης Τμήμα Μηχανικών Οικονομίας και ιοίκησης Εργαστήριο Στατιστικής Ελεγχος Στατιστικών Υποθέσεων με τη χρήση του στατιστικού προγραμμάτος SPSS v. 20

2 26Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης 0.1 Εισαγωγή Στον στατιστικό έλεγχο υποθέσεων μας ενδιαϕέρει να ελέγξουμε αν μία παράμετρος του πληθυσμού (για παράδειγμα η μέση τιμή ή η διακύμανση) ικανοποιεί μια υπόθεση (H o μηδενική ) έναντι μια εναλλακτικής υπόθεσης (H α εναλλακτική). 0.2 Ελεγχος για τη μέση τιμή ενός πληθυσμού Εστω X 1, X 2,..., X n ένα δείγμα από ένα πληθυσμό με μέση τιμή μ και άγνωστη διακύμανση (ή διασπορά) σ. Μας ενδιαϕέρει να ελέγξουμε την υπόθεση H o : μ μ o, όπου μ o είναι μια συγκεκριμένη τιμή, όταν η διακύμανση του πληθυσμού σ 2 είναι άγνωστη. Ο έλεγχος αυτός γίνεται με το στατιστική συνάρτηση: t X μ o S/ n όπου X, S 2 είναι η δειγματική μέση τιμή και δειγματική διακύμανση αντίστοιχα. Οταν ισχύει η μηδενική υπόθεση (H o ) η κατανομή της παραπάνω στατιστικής συνάρτησης είναι η t κατανομή (κατανομή student) με n 1 βαθμούς ελευθερίας. Βασικές προϋποθέσεις για την χρήση της στατιστικής (1) είναι: 1. Το δείγμα μας είναι τυχαίο. Συνήθως ο έλεγχος αυτός γίνεται από τον τρόπο λήψης του δείγματος, σε περίπτωση όμως που τα δεδομένα μας έχουν κάποια χρονολογική διάταξη, μπορεί να γίνει και με στατιστικό τεστ. 2. εν υπάρχουν ακραίες παρατήρησεις. Ο έλεγχος γίνεται κυρίως γραϕικά με την βοήθεια ϑηκογράμματος (boxplot). 3. Η κατανομή του πληθυσμού, από τον οποίο προήλθε το τυχαίο δείγμα είναι η κανονική κατανομή. 1 Ο έλεγχος γίνεται με στατιστικά τεστ αλλά και γραϕικά. Ο στατιστικός έλεγχος μπορεί να γίνει με το τεστ των Kolmogorov-Smirnov ή των Shapiro-Wilk. Ο γραϕικός έλεγχος γίνεται με διάϕορα γραϕήματα όπως το Normal Q-Q Plot και το Detrended Normal Q-Q Plot. (1) Παράδειγμα 1. Στον παρακάτω πίνακα ϕαίνονται οι μισθοί (σε χρηματικές μονάδες) 40 τυχαία επιλεγμένων υπαλλήλων που εργάζονται στον ιδιωτικό τομέα. 822,53 784,53 844,21 801,23 793,45 798,53 803,46 823,88 837,13 809,43 802,76 856,34 789,21 859,32 807,67 798,12 800,56 840,43 787,13 815,43 819,32 806,24 784,12 844,44 825,53 779,23 824,12 813,56 817,43 825,51 802,22 816,34 803,72 804,12 835,37 849,43 834,29 826,21 827,10 828,78 Να ελέγξετε, με επίπεδο σημαντικότητας 5%, αν ο μέσος μισθός μ του πληθυσμού από τον οποίο προέρχεται το παραπάνω δείγμα είναι ίσος με μ o 817 χρηματικές μονάδες. 1 Για μέγεθος αρκετά μεγάλο μέγεθος δείγματος μπορούμε να παραλείψουμε αυτό τον έλεγχο (Κεντρικό Οριακό Θεώρημα).

3 Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης 63 Λύση: Αρχικά περνάμε όπως ϕαίνεται στο παρακάτω σχήμα, τα παραπάνω δεδομένα στο SPSS σε μια στήλη (μεταβλητή Salary) στην οποία έχουμε 40 περιπτώσεις (cases). Καθορίζουμε επίσης και στο πεδίο Variable View και τα χαρακτηριστικά της ποσοτικής μεταβλητής (Salary). Στην συνέχεια ελέγχουμε αν ισχύουν οι προϋποθέσεις που αναϕέρονται στην προηγούμενη σελίδα. 1. Το δείγμα μας είναι τυχαίο. Αυτό προκύπτει από την εκϕώνηση του παραδείγματος καθώς αναϕέρεται ότι «...40 τυχαία επιλεγμένων υπαλλήλων...». 2. εν υπάρχουν ακραίες παρατήρησεις. Στην συνέχεια ελέγχουμε αν υπάρχουν ακραίες παρατηρήσεις. Ο έλεγχος ϑα γίνει γραϕικά με τη βοήθεια ϑηκογράμματος boxplot. Για να κατασκευάζουμε το ϑηκόγραμμα ακολουθούμε την παρακάτω διαδρομή. Graphs/Legacy Dialogs/Boxplot Στην συνέχεια στο παράθυρο που ακολουθεί επιλέγουμε Simple και Summaries of seperate variables, όπως ϕαίνεται στο ακόλουθο σχήμα: Τοποθετούμε την μεταβλητή Salary στο πλαίσιο Boxes Represented, όπως ϕαίνεται στο ακόλουθο σχήμα:

4 46Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Μετά επιλέγουμε OK και προκύπτει το παρακάτω ϑηκόγραμμα (boxplot). Παρατηρούμε ότι δεν υπάρχουν ακραίες παρατήρησεις. Σε περίπτωση που είχαμε ακραίες παρατηρήσεις, αυτές ϑα σημειώνονταν με * και τον αύξοντα αριθμό της παρατήρησης δίπλα στο αστεράκι, όπως ϕαίνεται στο παρακάτω σχήμα:

5 Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Η κατανομή του πληθυσμού, από τον οποίο προήλθε το τυχαίο δείγμα είναι η κανονική κατανομή. Οπως προαναϕέρθηκε ο έλεγχος κανονικότητας του δείγματος μπορεί να γίνει γραϕικά αλλά και με στατιστικά κριτήρια. Θα αναλύσουμε παρακάτω και τους δύο τρόπους. Ο έλεγχος με τα στατιστικά τεστ των Kolmogorov-Smirnov και Shapiro-Wilk γίνεται με τον παρακάτω τρόπο. Ακολουθούμε την διαδρομή: Το παράθυρο που προκύπτει είναι το εξής: Analyze/Descriptive Statistics/Explore Σε αυτό το παράθυρο ελέγχουμε να έχει επιλεχθεί η ένδειξη Both, κάτω αριστερά, που σημαίνει ότι το SPSS ϑα παραθέσει και στατιστικούς δείκτες και γραϕήματα που μας βοηθούν στον έλεγχο της κανονικότητας. Αϕού μετακίνησουμε την μεταβλητή Salary δεξιά στο πλαίσιο Dependent List, προχώρουμε στις αναγκαίες ρυθμίσεις στα πλαίσια Statistics, Plots, Options. Στο πλαίσιο Statistics όπως ϕαίνεται στο επόμενο παράθυρο επιλέγουμε αν ϑέλουμε να δούμε τους περιγραϕικούς δείκτες (τσεκάρουμε την ένδειξη Descriptives, αν ϑέλουμε διαϕορετικό διάστημα εμπιστοσύνης, την ένδειξη Outliers αν ϑέλουμε να δούμε ακραίες τιμές). Στη συνέχεια επιλέγουμε Continue και επιστρέϕουμε στο προηγούμενο παράθυρο. Επιλέγοντας το πλαίσιο Plots προκύπτει το παρακάτω παράθυρο.

6 66Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Στο παραπάνω παράθυρο επιλέγουμε οπωσδήποτε την ένδειξη Normality plots with tests για να προκύψουν οι πινάκες και τα γραϕήματα που σχετίζονται με τα στατιστικά κριτήρια για τον έλεγχο της κανονικότητας. Στο πλαίσιο Options το SPSS μας δίνει τη δυνατότητα να καθορίσουμε την πολιτική διαχείρισης των ελλειπουσών τιμών (missing values). Στην περίπτωση μας δεν έχει σημασία τι ϑα επιλέξουμε καθώς δεν έχουμε ελλείπουσες τιμές. Στην συνέχεια επιλέγουμε ΟΚ και προκύπτουν στο SPSS τα γραϕήματα και οι πίνακες που μας χρειάζονται για τον έλεγχο της κανονικότητας. Αρχικά, ϑα ασχοληθούμε με τον παρακάτω πίνακα Παρατηρούμε ότι Sign. 0,20 20% (p-value) για το στατιστικό κριτήριο Kolmogorov- Smirnov και το Sign. 0,623 62,3% (p-value) για το στατιστικό κριτήριο των Shapiro- Wilk. 2 Αϕού λοιπόν, για το στατιστικό τεστ των Shapiro-Wilk Sign. 62,3%> 5% (το όριο που ϑέσαμε για να κρίνουμε την μηδενική μας υπόθεση), συμπεραίνουμε ότι δεν μπορούμε να απορρίψουμε την μηδενική μας υπόθεση. ηλαδή, η κατανομή του πληθυσμού από τον οποίο προέρχεται το δείγμα μας είναι, προσεγγιστικά κανονική. Ο έλεγχος της κανονικότητας του δείγματος μπορεί να γίνει και γραϕικά με τα διαγράμματα Normal Q-Q plot και Detrended Normal Q-Q Plot. Τα διαγράμματα που αϕορούν την κανονικότητα προκύπτουν με την ίδια διαδικασία όπως προκύπτουν και οι πίνακες που αϕορούν τα στατιστικά τεστ των Kolmogorov- Smirmov και Shapiro-Wilk (βλέπε σελίδες 5-6). Το διάγραμμα Normal Q-Q Plot Το διάγραμμα Normal Q-Q Plot που προκύπτει για το παράδειγμα μας είναι το παρακάτω. 2 Για μέγεθος δείγματος μικρότερο του 50 (n 50) επιλέγουμε το κριτήριο των Shapiro-Wilk, ενώ για μέγεθος δείγματος μεγαλυτέρου του 50 (n > 50) επιλέγουμε το κριτήριο των Kolmogorov-Smirnov.

7 Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης 67 Στον άξονα των x στο παραπάνω διάγραμμα βρίσκονται οι παρατηρούμενες τιμές του μισθόυ των υπαλλήλων και στον άξονα των y βρίσκονται οι αναμενόμενες τιμές αυτού. Σε μια ιδανική κατάσταση για την κανονικότητα, όλα τα κυκλάκια ϑα βρίσκονται πάνω στην διχοτόμο των αξόνων. Αυτό όμως είναι σχεδόν απίθανο, οπότε μας ενδιαϕέρει τα κυκλάκια να βρίσκονται πολύ κοντά στην διχοτόμο των αξόνων. Σε μια τέτοια περίπτωση μπορούμε να πούμε ότι το δείγμα ακολουθεί προσεγγιστικά την κανονική κατανομή. Στο συγκεκριμένο διάγραμμα δεν έχουμε μεγάλες αποκλίσεις οπότε μπορούμε να πούμε ότι το δείγμα προέρχεται από πληθυσμό που ακολουθεί την κανονική κατανομή. Το διάγραμμα Detrended Normal Q-Q Plot Το διάγραμμα Detrended Normal Q-Q Plot που προκύπτει για το παράδειγμα μας είναι το παρακάτω. Σε αυτό το διάγραμμα στον άξονα των x βρίσκονται πάλι οι παρατηρούμενες τιμές για την μεταβλητή Salary. Στον άξονα των y βρίσκονται όμως τα αντίστοιχα ποσοστιαία σημεία μιας τυπικής κανονικής κατανομής, η οποία κατασκευάζεται με βάση το μέγε- ϑος του δείγματος. Αυτό που κοιτάμε σε ένα τέτοιο διάγραμμα είναι τα κυκλάκια να είναι τυχαία κατανεμημένα, μέσα σε μια οριζόντια λωρίδα που σχηματίζεται με άξονα την ευθεία που διέρχεται από το μηδέν του κατακόρυϕου άξονα, και διάμετρο αρκετά μεγάλη ώστε να περιλαμβάνει τα περισσότερα κυκλάκια. Αν ισχύει κάτι τέτοιο δεν έχουμε πρόβλημα κανονικότητας. Αντίθετα, αν τα κυκλάκια δεν είναι τυχαία κατανεμημένα, δηλαδή υπάρχουν πρότυπα (π.χ. y ax + b, y ax 2 + bx + c) ή συσσωρεύσεις (δηλαδή σε μερικά σημεία υπάρχει μεγάλη πυκνότητα και σε άλλα όχι) τότε υπάρχει πρόβλημα με την κανονικότητα του δείγματος. Στο παράδειγμα μας (παραπάνω σχήμα) βλέπουμε ότι τα κυκλάκια είναι τυχαία κατανεμημένα γύρω από το άξονα που διέρχεται από το μηδέν στον κατακόρυϕο άξονα και επομένως δεν έχουμε πρόβλημα κανονικότητας.

8 86Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Για να παράγουμε χρήσιμες ποσότητες για το t-test στο SPSS ακολουθούμε την εξής διαδρομή: Analyze/Compare Means/One-Sample T test στο πλαίσιο Test Variable(s) τοποθετούμε την μεταβλητή Salary και στο πλαίσιο Test Value εισάγουμε την τιμή 817, όπως ϕαίνεται στο παρακάτω σχήμα. και προκύπτουν οι παρακάτω δύο πίνακες. όπου βλέπουμε στον πρώτο πίνακα έχουμε n 40, X 816, S 20, 42. Στον δεύτερο πίνακα έχουμε ότι p_value > 0.05 επομένως δεν μπορούμε να απορρίψουμε την H o : μ μ o 817 σε επίπεδο σημαντικότητας 5%. Εάν είχαμε ως εναλλακτική υπόθεση H a : μ > μ o ϑα έπρεπε να πάρουμε p value > p_value / 2 αν T(x) 0 και p value > 1 p_value / 2 αν T(x) < 0, ενώ αν είχαμε H a : μ < μ o ϑα έπρεπε να πάρουμε p value < p_value / 2 αν T(x) < 0 και p value < 1 p_value / 2 T(x) 0. Το p value είναι το p value και T(x) η τιμή του στατιστικού. 0.3 Ελεγχος για την ισότητα των μέσων τιμών δύο πληθυσμών (Ανεξάρτητα είγματα) Εστω X 1, X 2,..., X n και Y 1, Y 2,..., Y m δείγματα από δύο πληθυσμούς με μέσες τιμές μ X, μ Y και διακυμάνσεις σ 2 X, σ2 Y, αντίστοιχα. Ο έλεγχος της υπόθεσης H o : μ X μ Y έναντι της H a : μ X μ Y 0 γίνεται με τις παρακάτω στατιστικές συναρτήσεις. ιακρίνουμε δύο περιπτώσεις: α) Αν ισχύει ότι σ 2 X σ2 Y

9 Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης 69 Χρησιμοποιούμε την παρακάτω στατιστική συνάρτηση: t X Y 1 S n + m 1 (2) όπου X, Y είναι αντίστοιχα οι δειγματικές μέσες τιμές και S 2 (n 1)S2 X + (m 1)S2 Y n + m 2 όπου S 2 X και S2 είναι οι δειγματικές διακυμάνσεις των δύο δειγμάτων, αντίστοιχα. Η Y κατανομή της της στατιστικής συνάρτησης (2) όταν ισχύει η H o είναι η κατανομή t (student) με n + m 2 βαθμούς ελευθερίας. β) Αν ισχύει ότι σ 2 X σ2 Y Χρησιμοποιούμε την παρακάτω στατιστική συνάρτηση: t X Y S 2 X n S2 Y m (3) η οποία όταν ισχύει η H o : μ X μ Y ακολουθεί την κατανομή t (student) με ν βαθμούς ελευθερίας. Αποδεικνύεται ότι όταν τα σ X και σ Y είναι άγνωστα το ν μπορεί να εκτιμηθεί από τη στατιστική συνάρτηση: ˆν ( S 2 X n + S2 X m ) 2 S 2 X n 2 (n 1) +. S 2 Y m 2 (m 1) Βασικές προϋποθέσεις για τη χρήση των στατιστικών συναρτήσεων (2) και (3) είναι: 1. Το κάθε δείγμα μας είναι τυχαίο. Γενικότερα ο έλεγχος αυτός γίνεται από τον τρόπο λήψης του δείγματος. Σε περίπτωση όμως που τα δεδομένα μας έχουν κάποια χρονολογική διάταξη, ο έλεγχος μπορεί να γίνει και με στατιστικό τεστ. 2. Τα δύο δείγματα είναι ανεξάρτητα μεταξύ τους. Η ανεξαρτησία των δύο δειγμάτων βασίζεται κυρίως στον τρόπο επιλογής των δειγμάτων. Ανεξαρτησία δειγμάτων έχουμε όταν μετράμε το ίδιο χαρακτηριστικό σε διαϕορετικές πειραματικές μονάδες. 3. Η κατανομή του πληθυσμού, από τον οποίο προήλθε το κάθε δείγμα, είναι η κανονική κατανομή. Ο έλεγχος κανονικότητας,για κάθε δείγμα χωριστά, γίνεται γραϕικά και με στατιστικά κριτήρια όπως αναλύσαμε στην προηγούμενη ενότητα. 4. εν υπάρχουν ακραίες παρατηρήσεις. Ο έλεγχος υπάρξης ακραίων τιμών, για κάθε δείγμα χωριστά, γίνεται κυρίως γραϕικά με τη βοήθεια του ϑηκογράμματος (boxplot) (βλέπε προηγούμενη ενότητα).

10 106Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Παράδειγμα 2. Στον παρακάτω πίνακα δίνονται οι τιμές της αμόλυβδης βενζίνης (σε χρηματικές μονάδες) 20 τυχαία επιλεγμένων πρατηρίων υγρών καυσίμων δύο διαϕορετικών εταιρειών (Εταιρεία 1 και Εταιρεία 2). Εταιρεία Τιμή/ανά λίτρο βενζίνης 1 1,82 2 1,85 1 1,81 1 1,83 2 1,86 2 1,82 1 1,84 2 1,80 1 1,83 2 1,82 1 1,85 1 1,83 2 1,82 1 1,86 2 1,82 1 1,85 2 1,83 1 1,80 2 1,85 1 1,83 Επιθυμούμε να ελέγξουμε, με επίπεδο σημαντικότητας 5%, αν η μέση τιμή μ 1 του πλυθησμού των πρατηρίων υγρών καυσίμων της εταιρείας 1 είναι ίση με τη μέση τιμή μ 2 του πληθυσμού των πρατηρίων υγρών καυσίμων της εταιρείας 2. Λύση. Αρχικά ϑα ελέγξουμε, αν ισχύουν οι προϋποθέσεις για να χρησιμοποιήσουμε τις σ- τατιστικές συναρτήσεις (2) και (3). 1. Το κάθε δείγμα μας είναι τυχαίο. Από τα δεδομένα του παραδείγματος αυτή η συνθήκη ικανοποιείται. 2. Τα δύο δείγματα είναι ανεξάρτητα μεταξύ τους. Προϕανώς τα δύο δείγματα είναι ανεξάρτητα μεταξύ τους. 3. εν υπάρχουν ακραίες παρατηρήσεις. Για κάθε δείγμα ξεχωριστά, ϑα ελέγξουμε την ύπαρξη ακραίων παρατηρήσεων με τη βοήθεια ϑηκογράμματος (boxplot). Για να κατασκευάσουμε τα ϑηκογράμματα για κάθε δείγμα ξεχωριστά ακολουθούμε την παρακάτω διαδρομή: Graphs/Legacy Dialogs/Boxplot

11 Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης 611 Στην συνέχεια επιλέγουμε Simple και Summaries for groups of cases όπως ϕαίνεται στο παρακάτω σχήμα: Στη συνέχεια στο πλαίσιο που εμϕανίζεται τοποθετούμε τη μεταβλητή Price στο πλαίσιο Variable και την μεταβλητή Company στο πλαίσιο Category Axis, όπως ϕαίνεται στο ακόλουθο σχήμα: Αϕού τέλος επιλέξουμε ΟΚ, προκύπτουν τα ϑηκογράμματα. Παρατηρούμε λοιπόν ότι δεν έχουμε ακραίες παρατηρήσεις.

12 126Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης 4. Η κατανομή του πληθυσμού, από τον οποίο προήλθε το κάθε δείγμα, είναι η κανονική κατανομή. Για να ελέγξουμε την κανονικότητα των δύο δειγμάτων τρέχουμε τη διαδικασία Explore όπως στην προηγούμενη ενότητα. Analyze/Decriptive Statistics/Explore Στο παράθυρο που ακολουθεί τοποθετούμε την μεταβλητή Price στο πεδίο Dependent List και την μεταβλητή Company στο πεδίο Factor List. Στο πλαίσιο Statistics εκτελούμε τις ενέργειες που ϕαίνονται στο παρακάτω σχήμα. Στη συνέχεια στο πλαίσιο Plots προσέχουμε να έχουμε επιλέξει τη ρύθμιση Normality plots with tests.

13 Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης 613 Στη συνέχεια επιλέγουμε Continue και στη συνέχεια επιλέγουμε ΟΚ, οπότε προκύπτει ο παρακάτω πίνακας: Επειδή τα δείγματα μας είναι μεγέθους < 50 μπορούμε να ασχοληθούμε μόνο με το στατιστικό τεστ των Shapiro-Wilk. Παρατηρούμε ότι για τα πρατήρια υγρών καυσίμων της εταιρείας 1 η p value 1 0, , 6% > 5% και για τα πρατήρια υγρών καυσίμων της εταιρείας 2 η p value 2 0, , 9% > 5%. Επομένως και για τις δύο εταιρείες (επίπεδα της μεταβλητής Company) δεν έχουμε πρόβλημα κανονικότητας. Η εκτέλεση του t-test για δύο ανεξάρτητα δείγματα. Εϕόσον οι προϋποθέσεις για την εκτέλεση του t-test ικανοποιούνται, μπορούμε να προχωρήσουμε στην εκτέλεση του t-test ακολουθώντας την εξής διαδρομή: Analyze/Compare Means/Independent-Samples T-test Στο παράθυρο που προκύπτει τοποθετούμε τη μεταβλητή Price στο πεδίο Test Variables και την μεταβλητή Company στο πεδίο Grouping Variable για να προσδιορίσμουμε σε ποια μεταβλητή ϑα κάνουμε έλεγχο μέσων τιμών και ως προς ποια μεταβλητή ϑα κάνουμε το διαχωρισμό των περιπτώσεων. Στη συνέχεια επιλέγουμε Define Groups και ϑέτουμε τις τιμές για να διαχωρίσουμε τα δύο groups της μεταβλητής Price.

14 146Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Στην συνέχεια επιλέγουμε Continue και στο πεδίο Options καθορίζουμε το επίπεδο στατιστικής σημαντικότητας και διαχειριζόμαστε τις ελλείπουσες τιμές. Επειτα επιλέγουμε Continue και OK και εμϕανίζονται οι παρακάτω πίνακες. Στο παραπάνω πίνακα μας δίνονται κάποιοι δείκτες περιγραϕικής στατιστικής για τα δύο δείγματα. Ετσι έχουμε ότι το μέγεθος του πρώτου δείγματος είναι 11 και του δευτέρου 9. Επίσης, έχουμε ότι η μέση τιμή της αμόλυβδης ανά λίτρο για τα πρατήρια της εταιρείας 1 είναι 1, 8318 ενώ για τα πρατήρια της εταιρείας 2 η μέση τιμή της αμόλυβδης ανά λίτρο είναι 1, 83. Επίσης μας δίνονται οι τυπικές αποκλίσεις (Standard deviation) και το τυπικό σϕάλμα μέσου όρου (Standard error of mean) για κάθε δείγμα. Στον παραπάνω πίνακα βλέπουμε δύο T-test και ϑα επιλέξουμε το κατάλληλο αϕού εξετάσουμε το τεστ του Levene, που βρίσκεται στο αριστερό μέρος του πίνακα και μας πληροϕορεί για την ισότητα των πληθυσμιακών διασπορών. Παρατηρούμε ότι για το τεστ Levene ισχύει 63, 4% > 5% (ή p-value > 0.05) και επομένως δεχόμαστε ότι οι διακυμάνσεις (διασπορές) είναι ίσες. Επομένως, ϑα κοιτάξουμε στην πρώτη γραμμή του πίνακα (Equal variances assumed) όπου έχουμε p value 0, 829 > 0, 05 και επομένως δεν μπορούμε να απορρίψουμε την υπόθεση ότι οι μέσες τιμές στα πρατήρια υγρών καυσίμων των δύο εταιρειών είναι ίσες. Αν στο τεστ Levene βρίσκαμε p value < 0, 05 (όταν έχουμε ε.ς. 5%) τότε ϑα κοιτάζαμε τη δεύτερη γραμμή του παραπάνω πίνακα.

15 Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Ελεγχος για την ισότητα των μέσων τιμών δύο πληθυσμών (Μη Ανεξάρτητα είγματα) Περιπτώσεις μη ανεξάρτητων δειγμάτων έχουμε στις παρακάτω περιπτώσεις: α) Οι μετρήσεις μας γίνονται στην ίδια πειραματική μονάδα (π.χ. δίαιτα). β) Οι μετρήσεις μας γίνονται σε διδύμους. γ) Οι μετρήσεις μας γίνονται σε διαϕορετικές μονάδες, αλλά οι πειραματικές μονάδες έχουν ταιριαστεί ως προς διάϕορα χαρακτηριστικά. Για παράδειγμα ας υποθέσουμε ότι ϑέλουμε να μετρήσουμε την επίδοση ενός πρόσθετου βενζίνης σε μια μηχανή αυτοκινήτου. Στην περίπτωση αυτή μπορούμε να έχουμε ομάδες ως προς τη κατασκευάστρια εταιρεία της κάθε μηχανής. Μπορούμε όμως κάθε μηχανή να την ταιριάσουμε ως προς μια άλλη της άλλης ομάδας ανάλογα με τα χαρακτηριστικά (κυβικά, ροπή, ιπποδύναμη κ.α.). Σε μια τέτοια περίπτωση, τα δύο αυτά δείγματα δεν ϑεωρούνται ανεξάρτητα. Εστω X 1,..., X n και Y 1,..., Y n δείγματα από δύο πληθυσμούς με μέσες τιμές μ X, μ Y και διακυμάνσεις (διασπορές) σx 2 και σ2, αντίστοιχα. Στην περίπτωση μη ανεξάρτητων Y δειγμάτων τα δύο δείγματα ϑα πρέπει να έχουν ίσα μεγέθη. Για τον έλεγχο της υπό- ϑεσης H o : μ X μ Y μπορούμε να εργαστούμε με δύο τρόπους. Οσον αϕορά τον πρώτο τρόπο, αρχικά σχηματίζουμε τις διαϕορές d i X i Y i, i 1, 2,..., n (μπορούμε να ορίσουμε και ως d i Y i X i, i 1, 2,..., n) και αντί της αρχικής υπόθεσης H o : μ X μ Y ελέγχουμε την ισοδύναμή της H o : μ D 0 (D είναι η τυχαία μεταβλητή της οποίας οι τιμές είναι οι d i, i 1,..., n. Ο έλεγχος της υπόθεσης H o : μ D 0 γίνεται με τη στατιστική συνάρτηση: t D S Dn (4) Οταν ισχύει η H o η κατανομή της στατιστικής συνάρτησης είναι η t (student) κατανομή με n 1 βαθμούς ελευθερίας. Βασικές προϋποθέσεις για την χρήση της στατιστικής (4) είναι: 1. Το δείγμα των διαϕορών d i, i 1, 2,..., n είναι τυχαίο. Αν τα αρχικά δείγματα είναι τυχαία, τότε και οι διαϕορές αποτελούν ένα τυχαίο δείγμα. 2. Στο δείγμα των διαϕορών d i, i 1, 2,..., n δεν υπάρχουν ακραίες παρατήρησεις. Ο έλεγχος γίνεται κυρίως γραϕικά με την βοήθεια ϑηκογράμματος (boxplot). 3. Η κατανομή του πληθυσμού, από τον οποίο προήλθε το τυχαίο δείγμα των διαϕορών d i, i 1, 2,..., n είναι η κανονική κατανομή. Ο έλεγχος γίνεται με στατιστικά τεστ αλλά και γραϕικά. Ο στατιστικός έλεγχος μπορεί να γίνει με το τεστ των Kolmogorov-Smirnov ή των Shapiro-Wilk. Ο γραϕικός έλεγχος γίνεται με διάϕορα γραϕήματα όπως το Normal Q-Q Plot. Τον δεύτερο τρόπο για να ελέγξουμε την ισότητα των μέσων τιμών δύο πληθυσμών σε μη ανεξάρτητα δείγματα ϑα τον παρουσιάσουμε στο επόμενο παράδειγμα.

16 166Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Παράδειγμα 3. Σε ένα ιατρικό εργαστήριο, δόθηκε ένα πρότυπο αντιπυρετικό ϕάρμακο σε 11 πειραματόζωα. Μετρήθηκε ο πύρετος πριν τη λήψη του ϕαρμάκου και έπειτα από 3 ώρες. Οι μετρήσεις δίνονται στον παρακάτω πίνακα. Πρίν 38,7 38,9 40,00 40,50 40,90 40,90 40,50 41,50 41,60 41,70 41,70 Μετά 37,7 38,0 39,00 39,50 40,00 39,00 40,00 39,50 38,60 40,00 39,90 Υπάρχει ϑετική μέση επίδραση του συγκεκριμένου ϕαρμάκου σε επίπεδο σημαντικότητας 5% στον πυρετό των πειραματόζωων; Λύση. Αϕού περάσουμε τα παραπάνω δεδομένα στο SPSS με δύο μεταβλητές (ενδεικτικά τις ονομάζουμε fever_before και fever_after). Στη συνέχεια ϑα κατασκευάσουμε την διαϕορά των δύο μεταβλητών, ακολουθώντας την παρακάτω διαδικασία Transform/Compute Ονομάζουμε τη νέα μεταβλητή fever_d και εκτελούμε τη διαδικασία όπως ϕαίνεται στο παρακάτω σχήμα. Ετσι κατασκευάσαμε τη νέα μεταβλητή fever_d ever_after-ever_before. Μπορούμε λοιπόν να προχωρήσουμε στον έλεγχο της μέσης τιμής για την μεταβλητή fever_d όπως στο Παράδειγμα 2. Αρχικά ελέγχουμε ως προς την κανονικότητα την μεταβλητή fever_d. Επειδή το μέγεθος του δείγματος μας είναι n 11 < 50 και για το στατιστικό τεστ των Shapiro-Wilk Sign. 14,8%> 5%, συμπεραίνουμε ότι δεν μπορούμε να απορρίψουμε την μηδενική μας υπόθεση. ηλαδή, η κατανομή του πληθυσμού από τον οποίο προέρχεται το δείγμα μας είναι, προσεγγιστικά κανονική. Στη συνέχεια, ακολουθούμε τη διαδρομή Analyze/Compare means/one Sample T test

17 Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης 617 (test value 0)και προκύπτει ο παρακάτω πίνακας: Επειδή λοιπόν p value 0, < 0, 05 (με διπλό κλικ πάνω ϑα εμϕανιστεί αυτός ο αριθμός) απορρίπτουμε την αρχική μας υπόθεση και επομένως συμπεραίνουμε ότι υπάρχει επίδραση του αντιπυρετικού ϕαρμάκου. Υπάρχει όμως και ένας δεύτερος τρόπος στο SPSS για να συγκρίνουμε μέσες τιμές για μη ανεξάρτητα δείγματα. Ακολουθούμε την παρακάτω διαδρομή: Analyze/Compare means/paired-samples T test Στο πλαίσιο που εμϕανίζεται τοποθετούμε τις μεταβλητές fever_before και fever_after στο πλαίσιο Paired Variables όπως ϕαίνεται στο ακόλουθο σχήμα: Οπότε προκύπτουν οι παρακάτω πίνακες: Στον παραπάνω πίνακα απεικονίζονται οι δειγματικοί μέσοι, οι δειγματικές τυπικές αποκλίσεις και οι δειγματικές τυπικές αποκλίσεις των μέσων. Στο δεύτερο πίνακα έχουμε ότι p-value 0, 01 < 0, 05 επομένως απορρίπτουμε την υπό- ϑεση ότι οι μεταβλητές fever_before και fever_after είναι ασυσχέτιστες. Σε περίπτωση που τα δύο δείγματα είναι ασυσχέτιστα τότε ϑα μπορούσαμε να ακολουθήσουμε την διαδικασία όπως στο Παράδειγμα 2 (ανεξάρτητα δείγματα).

18 186Επιμέλεια: Κ.Χ.Καραματσούκης Από τον παραπάνω πίνακα ϑα ελέγξουμε την αρχική μας υπόθεση ( H o : δ μ 1 μ 2 0, όπου μ 1 και μ 2 είναι η μέση τιμή του πρώτου και δεύτερου πληθυσμού αντίστοιχα). Επειδή λοιπόν p value 0, < 0, 05 (με διπλό κλικ πάνω ϑα εμϕανιστεί αυτός ο αριθμός) απορρίπτουμε την αρχική μας υπόθεση και επομένως συμπεραίνουμε ότι υπάρχει επίδραση του αντιπυρετικού ϕαρμάκου.

Εισαγωγή στη γλώσσα προγραμματισμού Fortran 95

Εισαγωγή στη γλώσσα προγραμματισμού Fortran 95 Τ Ε Τ Υ Π Κ Εισαγωγή στη γλώσσα προγραμματισμού Fortran 95 Σημειώσεις Διαλέξεων Σ. Σ Ηράκλειο Φεβρουάριος 2015 Copyright c 2006 2015 Σ. Σταματιάδης, (stamatis@materials.uoc.gr) Η στοιχειοθεσία έγινε από

Διαβάστε περισσότερα

Programmatismìc epilôth 3D exis sewn ro c atriboôc reustoô se domhmèna plègmata, se kˆrtec grafik n

Programmatismìc epilôth 3D exis sewn ro c atriboôc reustoô se domhmèna plègmata, se kˆrtec grafik n Εθνικό Μετσόβιο Πολυτεχνείο Σχολη Μηχανολογων Μηχανικων Τομεας Ρευστων Εργαστηριο Θερμικων Στροβιλομηχανων Μοναδα Παραλληλης Υπολογιστικης Ρευστοδυναμικης και Βελτιστοποιησης Programmatismìc epilôth 3D

Διαβάστε περισσότερα

ΘΕΩΡΙΑ ΣΥΝΟΛΩΝ: μια σύνοψη των θεμελιακών χαρακτηριστικών.

ΘΕΩΡΙΑ ΣΥΝΟΛΩΝ: μια σύνοψη των θεμελιακών χαρακτηριστικών. ΘΕΩΡΙ ΣΥΝΟΛΩΝ: μια σύνοψη των θεμελιακών χαρακτηριστικών. 1. ΣΥΝΟΛ: το σκεπτικό. σύνολο = πολλά στοιχεία ως «ένα», ως «μία» ολότητα. τα στοιχεία ανήκουν στο σύνολο, ή είναι μέλη του συνόλου το σύνολο περιέχει

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 5 Καρκίνος και Έκθεση στις Ιοντίζουσες και μη Ιοντίζουσες Ακτινοβολίες

Κεφάλαιο 5 Καρκίνος και Έκθεση στις Ιοντίζουσες και μη Ιοντίζουσες Ακτινοβολίες Κεφάλαιο 5 Καρκίνος και Έκθεση στις Ιοντίζουσες και μη Ιοντίζουσες Ακτινοβολίες Κ. Μ. Πατενιώτης ΕΙΣΑΓΩΓΗ Ιοντίζουσα ακτινοβολία είναι η ενέργεια που παράγεται από φυσικά ραδιενεργά υλικά ή ακόμα από υλικά

Διαβάστε περισσότερα

ΤΟ ΘΕΣΜΙΚΟ ΠΛΑΙΣΙΟ ΤΟΥ ΔΙΚΑΙΟΥ ΑΝΗΛΙΚΩΝ (ΕΛΛΑΔΑ ΚΑΙ ΕΥΡΩΠΗ)

ΤΟ ΘΕΣΜΙΚΟ ΠΛΑΙΣΙΟ ΤΟΥ ΔΙΚΑΙΟΥ ΑΝΗΛΙΚΩΝ (ΕΛΛΑΔΑ ΚΑΙ ΕΥΡΩΠΗ) ΤΟ ΘΕΣΜΙΚΟ ΠΛΑΙΣΙΟ ΤΟΥ ΔΙΚΑΙΟΥ ΑΝΗΛΙΚΩΝ (ΕΛΛΑΔΑ ΚΑΙ ΕΥΡΩΠΗ) του Νέστορα Ε. Κουράκη Καθηγητή Νομικής Σχολής Παν/μίου Αθηνών Α Το Ελληνικό Δίκαιο Ανηλίκων (α) Νομική προσέγγιση κατά ηλικίες Το θεσμικό πλαίσιο

Διαβάστε περισσότερα

nkavv@physics.auth.gr nkavv@uop.gr

nkavv@physics.auth.gr nkavv@uop.gr Γλώσσες Περιγραφής Υλικού Υποδειγματική εργασία Νικόλαος Καββαδίας nkavv@physics.auth.gr nkavv@uop.gr 19 Μαΐου 2009 Σκιαγράφηση της διάλεξης Παρουσίαση υποδειγματικής εργασίας Γενικός οδηγός και συμβουλές

Διαβάστε περισσότερα

ΤΟΜΟΣ Α. Επιστημονική επιμέλεια: Ευανθία Μακρή Μπότσαρη

ΤΟΜΟΣ Α. Επιστημονική επιμέλεια: Ευανθία Μακρή Μπότσαρη ΤΟΜΟΣ Α Επιστημονική επιμέλεια: Ευανθία Μακρή Μπότσαρη ΑΘΗΝΑ, 2007 Διαχείριση Προβλημάτων Σχολικής Τάξης Επιστημονική Επιμέλεια Ευανθία Μακρή Μπότσαρη Αθήνα 2007 3 ο Κ.Π.Σ. \2 ο Ε.Π.Ε.Α.Ε.Κ.\Α.Π. Α2 ΜΕΤΡΟ

Διαβάστε περισσότερα

ΕΣΩΤΕΡΙΚΟΣ ΚΑΝΟΝΙΣΜΟΣ ΛΕΙΤΟΥΡΓΙΑΣ ΜΟΝΑΔΩΝ ΨΥΧΟΚΟΙΝΩΝΙΚΗΣ ΑΠΟΚΑΤΑΣΤΑΣΗΣ (ΟΙΚΟΤΡΟΦΕΙΩΝ)

ΕΣΩΤΕΡΙΚΟΣ ΚΑΝΟΝΙΣΜΟΣ ΛΕΙΤΟΥΡΓΙΑΣ ΜΟΝΑΔΩΝ ΨΥΧΟΚΟΙΝΩΝΙΚΗΣ ΑΠΟΚΑΤΑΣΤΑΣΗΣ (ΟΙΚΟΤΡΟΦΕΙΩΝ) ΕΛΛΗΝΙΚΗ ΔΗΜΟΚΡΑΤΙΑ ΥΠΟΥΡΓΕΙΟ ΥΓΕΙΑΣ ΚΑΙ ΚΟΙΝΩΝΙΚΗΣ ΑΛΛΗΛΕΓΓΥΗΣ ΕΥΡΩΠΑΙΚΗ ΕΝΩΣΗ ΕΥΡΩΠΑΙΚΟ ΚΟΙΝΩΝΙΚΟ ΤΑΜΕΙΟ ΕΣΩΤΕΡΙΚΟΣ ΚΑΝΟΝΙΣΜΟΣ ΛΕΙΤΟΥΡΓΙΑΣ ΜΟΝΑΔΩΝ ΨΥΧΟΚΟΙΝΩΝΙΚΗΣ ΑΠΟΚΑΤΑΣΤΑΣΗΣ (ΟΙΚΟΤΡΟΦΕΙΩΝ) Φορέας Ανάπτυξης

Διαβάστε περισσότερα

Οι απαρχές της Δημιουργίας στην Βίβλο και την Επιστήμη. Γεωργίου Ι. Γούναρη 1 Ομ. Καθηγητή Θεωρητικής Φυσικής, Α.Π.Θ.

Οι απαρχές της Δημιουργίας στην Βίβλο και την Επιστήμη. Γεωργίου Ι. Γούναρη 1 Ομ. Καθηγητή Θεωρητικής Φυσικής, Α.Π.Θ. Οι απαρχές της Δημιουργίας στην Βίβλο και την Επιστήμη Γεωργίου Ι. Γούναρη 1 Ομ. Καθηγητή Θεωρητικής Φυσικής, Α.Π.Θ. (2015) Περίληψη Σκιαγραφείται η Θεωρία της Μεγάλης Εκρήξεως (ΜΕ) για την Δημιουργία,

Διαβάστε περισσότερα

ΕΠΙΜΕΛΕΙΑ : Γεώργιος Καλοπίτας.

ΕΠΙΜΕΛΕΙΑ : Γεώργιος Καλοπίτας. 22 Φεβρουαρίου 2010 ΔΙΑΓΩΝΙΣΜΑ ΑΡΙΘΜΗΤΙΚΩΝ ΔΕΞΙΟΤΗΤΩΝ ΕΠΙΜΕΛΕΙΑ : Γεώργιος Καλοπίτας. 1. Ποιος από τους παρακάτω αριθμούς διαιρείται ακριβώς με το 4; α) 1334. β) 1354. γ) 1374. δ) 1384. 2. Στη σειρά αυτή

Διαβάστε περισσότερα

ΠΡΟΤΕΙΝΟΜΕΝΑ ΑΠΑΝΤΗΜΕΝΑ ΘΕΜΑΤΑ ΣΤΑ ΑΡΧΑΙΑ ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ Β ΛΥΚΕΙΟΥ (ΓΝΩΣΤΟ)

ΠΡΟΤΕΙΝΟΜΕΝΑ ΑΠΑΝΤΗΜΕΝΑ ΘΕΜΑΤΑ ΣΤΑ ΑΡΧΑΙΑ ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ Β ΛΥΚΕΙΟΥ (ΓΝΩΣΤΟ) ΠΡΟΤΕΙΝΟΜΕΝΑ ΑΠΑΝΤΗΜΕΝΑ ΘΕΜΑΤΑ ΣΤΑ ΑΡΧΑΙΑ ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ Β ΛΥΚΕΙΟΥ (ΓΝΩΣΤΟ) ΛΥΣΙΟΥ, ΥΠΕΡ ΜΑΝΤΙΘΕΟΥ 14 17 Α. ΚΕΙΜΕΝΟ Παράγραφος 14 η Συλλεγέντων τοίνυν τῶν δημοτῶν πρὸ τῆς ἐξόδου, εἰδὼς αὐτῶν ἐνίους πολίτας

Διαβάστε περισσότερα

Σχεδίαση Ψηφιακών Κυκλωμάτων

Σχεδίαση Ψηφιακών Κυκλωμάτων Σχεδίαση Ψηφιακών Κυκλωμάτων Η φυσική σχεδίαση των FPGA Νικόλαος Καββαδίας nkavv@uop.gr 12 Ιανουαρίου 2011 Σκιαγράφηση της διάλεξης Εισαγωγή στις επαναδιαμορφώσιμες αρχιτεκτονικές Τοπολογίες διασύνδεσης

Διαβάστε περισσότερα

Μεταγλωττιστές ΙΙ. nkavv@uop.gr. 26 Ιανουαρίου 2011. Νικόλαος Καββαδίας nkavv@uop.gr Μεταγλωττιστές ΙΙ

Μεταγλωττιστές ΙΙ. nkavv@uop.gr. 26 Ιανουαρίου 2011. Νικόλαος Καββαδίας nkavv@uop.gr Μεταγλωττιστές ΙΙ Μεταγλωττιστές ΙΙ Ανασκόπηση του μαθήματος και ϑέματα πρακτικής εξάσκησης Νικόλαος Καββαδίας nkavv@uop.gr 26 Ιανουαρίου 2011 Σκιαγράφηση της διάλεξης Παραλειπόμενα Αναδρομή στο περιεχόμενο του μαθήματος

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 6 Καρκινογένεση εξ ακτινοθεραπείας και σύνδρομα ραδιοευαισθητοποίησης

Κεφάλαιο 6 Καρκινογένεση εξ ακτινοθεραπείας και σύνδρομα ραδιοευαισθητοποίησης Κεφάλαιο 6 Καρκινογένεση εξ ακτινοθεραπείας και σύνδρομα ραδιοευαισθητοποίησης Β. Τάραντο ΕΙΣΑΓΩΓΗ Η καρκινογένεση οφείλεται στην επίδραση επάνω στο κύτταρο και ιδιαίτερα στο DNA αυτού τριών βλαπτικών

Διαβάστε περισσότερα

ἤ μη εἶναι ἐν ἀνθρώποις

ἤ μη εἶναι ἐν ἀνθρώποις ἤ μη εἶναι ἐν ἀνθρώποις: Να συγκρίνετε την τιμωρία αυτή με τη θανάτωση που προτάθηκε παραπάνω (κτείνειν ὡς νόσον πόλεως). Είναι η κύρωση αυτή ηπιότερη ή όχι και γιατί; Στο παρατιθέμενο απόσπασμα του πλατωνικού

Διαβάστε περισσότερα

Γλωσσική και κειμενική επεξεργασία

Γλωσσική και κειμενική επεξεργασία Γλωσσική και κειμενική επεξεργασία Α. Φραστικοί και συνδετικοί κειμενικοί δείκτες (για τη φυσική σύνδεση των φράσεων ή των παραγράφων) Η αβίαστη μετάβαση από τη μία ιδέα στην επόμενη και η συνοχή ευρύτερων

Διαβάστε περισσότερα

Κεφάλαιο 67 Μη φαρμακολογικά μέσα για την αντιμετώπιση του καρκινικού άλγους

Κεφάλαιο 67 Μη φαρμακολογικά μέσα για την αντιμετώπιση του καρκινικού άλγους Κεφάλαιο 67 Μη φαρμακολογικά μέσα για την αντιμετώπιση του καρκινικού άλγους Ι. Βαρθαλίτης 1179 ΕΙΣΑΓΩΓΗ Ο πόνος του ασθενούς με νεοπλασματικά νοσήματα χαρακτηρίζεται ως σωματικός, σπλαχνικός ή νευροπαθής.

Διαβάστε περισσότερα

ΦΙΛΙΠΠΟΣ Κ. ΒΑΣΙΛΟΓΙΑΝΝΗΣ *

ΦΙΛΙΠΠΟΣ Κ. ΒΑΣΙΛΟΓΙΑΝΝΗΣ * ΦΙΛΙΠΠΟΣ Κ. ΒΑΣΙΛΟΓΙΑΝΝΗΣ * Η ανθρώπινη αξιοπρέπεια ως εξ υποκειμένου δίκαιο: ένα φιλοσοφικό σχόλιο στην ιστορία μιας νομικής έννοιας 1. Αποτελεί άραγε η ιστορία των εννοιών το δικαστήριό τους ό πως θα

Διαβάστε περισσότερα

γραπτή εξέταση στo μάθημα Ε Λ Λ Η Ν Ι Κ Α ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ Β ΛΥΚΕΙΟΥ ( Διδαγμένο κείμενο)

γραπτή εξέταση στo μάθημα Ε Λ Λ Η Ν Ι Κ Α ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ Β ΛΥΚΕΙΟΥ ( Διδαγμένο κείμενο) γραπτή εξέταση στo μάθημα Α Ρ Χ Α Ι Α Ε Λ Λ Η Ν Ι Κ Α ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ Β ΛΥΚΕΙΟΥ ( Διδαγμένο κείμενο) Τάξη: Β Λυκείου Τμήμα: Βαθμός: Ονοματεπώνυμο: Καθηγητές: Κείμενο 1 2 3 Εἰ μὴ συνῄδη, ὦ βουλή, τοῖς κατηγόροις

Διαβάστε περισσότερα

«Γιατί διδάσκουμε Αρχαία Ελληνικά στα παιδιά»

«Γιατί διδάσκουμε Αρχαία Ελληνικά στα παιδιά» Ι.Θ. Κακριδής «Γιατί διδάσκουμε Αρχαία Ελληνικά στα παιδιά» Αληθινά λυπούμαι που τον καιρό αυτό είμαι αναγκασμένος να βρίσκομαι μακριά από την Ελλάδα, κι έτσι στερήθηκα τη χαρά να πάρω μέρος στο Συνέδριο

Διαβάστε περισσότερα

ιαχείριση συστημάτων Gentoo

ιαχείριση συστημάτων Gentoo ιαχείριση συστημάτων Gentoo Π. Χριστόπουλος Developer, Gentoo Linux Sysadmin sessions, Bl@ck duck, Πανεπιστήμιο Πειραιά, 4-12-2013 Π. Χριστόπουλος (Gentoo Linux) ιαχείριση συστημάτων

Διαβάστε περισσότερα

ΠΑΝΕΛΛΑΔΙΚΕΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ Γ ΤΑΞΗΣ ΗΜΕΡΗΣΙΟΥ ΓΕΝΙΚΟΥ ΛΥΚΕΙΟΥ ΔΕΥΤΕΡΑ 25 ΜΑΪΟΥ 2015 ΕΞΕΤΑΖΟΜΕΝΟ ΜΑΘΗΜΑ: ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ ΘΕΩΡΗΤΙΚΗΣ ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ

ΠΑΝΕΛΛΑΔΙΚΕΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ Γ ΤΑΞΗΣ ΗΜΕΡΗΣΙΟΥ ΓΕΝΙΚΟΥ ΛΥΚΕΙΟΥ ΔΕΥΤΕΡΑ 25 ΜΑΪΟΥ 2015 ΕΞΕΤΑΖΟΜΕΝΟ ΜΑΘΗΜΑ: ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ ΘΕΩΡΗΤΙΚΗΣ ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ ΠΑΝΕΛΛΑΔΙΚΕΣ ΕΞΕΤΑΣΕΙΣ Γ ΤΑΞΗΣ ΗΜΕΡΗΣΙΟΥ ΓΕΝΙΚΟΥ ΛΥΚΕΙΟΥ ΔΕΥΤΕΡΑ 25 ΜΑΪΟΥ 2015 ΕΞΕΤΑΖΟΜΕΝΟ ΜΑΘΗΜΑ: ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ ΘΕΩΡΗΤΙΚΗΣ ΚΑΤΕΥΘΥΝΣΗΣ Διδαγμένο κείμενο Πλάτωνος Πρωταγόρας (322a d) Ἐπειδὴ δὲ ὁ ἄνθρωπος

Διαβάστε περισσότερα

Μεγάλου Βασιλείου «Εξαήμερος» εδημιούργησε

Μεγάλου Βασιλείου «Εξαήμερος» εδημιούργησε ΣΥΝΤΟΜΗ ΑΝΑΦΟΡΑ ΣΤΗΝ ΕΡΜΗΝΕΙΙΑ ΤΗΣ ΓΕΝΕΣΕΩΣ ΑΠΟ ΤΟΝ ΜΕΓΑΛΟ ΒΑΣΙΛΕΙΟ Ας δούμε πως επισημαίνονται κάποιες έννοιες στο θεόπνευστο έργο του Μεγάλου Βασιλείου «Εξαήμερος»: «Εν ἀρχῇ ἐποίησεν ὁ Θεός. Τὰ ἀπὸ χρόνου

Διαβάστε περισσότερα

Περιεχόμενα. ἐν Ἐσόπτρῳ

Περιεχόμενα. ἐν Ἐσόπτρῳ 1 ἐν Ἐσόπτρῳ Περιεχόμενα Προοίμιο 3 Συναξάρι: Συνοπτική βιογραφία τῶν Ἁγίων Πατέρων τοῦ Κουδουμᾶ 4 Ἀποσπάσματα Ὁμιλίας κατά τή τελετή κατατάξεως τῶν Ὁσίων Πατέρων Παρθενίου καί Εὐμενίου Τοῦ Σεβ. Μητροπολίτου

Διαβάστε περισσότερα

Το σχέδιο στην τέχνη του Γιάννη Μόραλη

Το σχέδιο στην τέχνη του Γιάννη Μόραλη Το σχέδιο στην τέχνη του Γιάννη Μόραλη «μ ένα ολιγοψήφιο αλφάβητο στα χέρια του, επέτυχε να μετατρέψει την ομιλία των πραγμάτων κατά τρόπο μοναδικό μέσα στη σύγχρονη ελληνική τέχνη.» Οδυσσέας Ελύτης Μορφή,

Διαβάστε περισσότερα

ΑΝΤΙΣΤΑΣΗ ΤΩΡΑ ΚΙΝΗΜΑ ΑΚΟΜΜΑΤΙΣΤΩΝ ΠΟΛΙΤΩΝ

ΑΝΤΙΣΤΑΣΗ ΤΩΡΑ ΚΙΝΗΜΑ ΑΚΟΜΜΑΤΙΣΤΩΝ ΠΟΛΙΤΩΝ ΑΝΤΙΣΤΑΣΗ ΤΩΡΑ ΚΙΝΗΜΑ ΑΚΟΜΜΑΤΙΣΤΩΝ ΠΟΛΙΤΩΝ ΥΠ ΟΨΙΝ ΕΛΛΗΝΙΚΟΥ ΛΑΟΥ: Τὸ πρῶτο βῆμα γιὰ νὰ ἐξοντώσεις ἕνα ἔθνος, εἶναι νὰ διαγράψεις τὴ μνήμη του. Νὰ καταστρέψεις τὰ βιβλία του, τὴν κουλτούρα του, τὴν ἱστορία

Διαβάστε περισσότερα

Αν οι προϋποθέσεις αυτές δεν ισχύουν, τότε ανατρέχουµε σε µη παραµετρικό τεστ.

Αν οι προϋποθέσεις αυτές δεν ισχύουν, τότε ανατρέχουµε σε µη παραµετρικό τεστ. ΣΤ. ΑΝΑΛΥΣΗ ΙΑΣΠΟΡΑΣ (ANALYSIS OF VARIANCE - ANOVA) ΣΤ 1. Ανάλυση ιασποράς κατά µία κατεύθυνση. Όπως έχουµε δει στη παράγραφο Β 2, όταν θέλουµε να ελέγξουµε, αν η µέση τιµή µιας ποσοτικής µεταβλητής διαφέρει

Διαβάστε περισσότερα

ΕΠΑΝΑΛΗΠΤΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ 2013 2014 ΜΑΘΗΜΑ: ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ ΤΑΞΗ Α ΛΥΚΕΙΟΥ. Κείμενο: Ξενοφῶντος, Ἑλληνικά, Βιβλίο 2. Κεφάλαιο 4. 18 23

ΕΠΑΝΑΛΗΠΤΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ 2013 2014 ΜΑΘΗΜΑ: ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ ΤΑΞΗ Α ΛΥΚΕΙΟΥ. Κείμενο: Ξενοφῶντος, Ἑλληνικά, Βιβλίο 2. Κεφάλαιο 4. 18 23 ΕΠΑΝΑΛΗΠΤΙΚΑ ΘΕΜΑΤΑ 2013 2014 ΜΑΘΗΜΑ: ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ ΤΑΞΗ Α ΛΥΚΕΙΟΥ Κείμενο: Ξενοφῶντος, Ἑλληνικά, Βιβλίο 2. Κεφάλαιο 4. 18 23 Κλεόκριτος δὲ ὁ τῶν μυστῶν κῆρυξ, μάλ εὔφωνος ὤν, κατασιωπησάμενος ἔλεξεν

Διαβάστε περισσότερα

Γραπτή εξέταση στο μάθημα ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ Α ΛΥΚΕΙΟΥ

Γραπτή εξέταση στο μάθημα ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ Α ΛΥΚΕΙΟΥ Γραπτή εξέταση στο μάθημα ΑΡΧΑΙΑ ΕΛΛΗΝΙΚΑ Α ΛΥΚΕΙΟΥ Τάξη: Α Λυκείου Τμήμα: Βαθμός: Ονοματεπώνυμο: Καθηγητής: Κ είμενο Οἱ μὲν οὖν Πελοποννήσιοι τῆς νυκτὸς εὐθὺς κατὰ τάχος ἐκομίζοντο ἐπ οἴκου παρὰ τὴν γῆν

Διαβάστε περισσότερα