آمار تحلیلی کارشناسی ارشد مدیریت

صفحه 1:
چه دانشگاه آزاد اسلامی واحد علوم و تحقیقات دانشکده اقتصاد و مدیریت گروه کارشناسی ارشد مدیریت : درس تحليل آمارى رويكرد بايان نامه نويسى 

صفحه 2:
منابع: ۱- آمار توصیفی» دوجلدی» دکتر علی مدنی؛ ۲- آمار استنباطی» دوجلدی» دکتر علی مدنی؛ ۳- از کلیه کتب آمار میتوان استفاده کرد؛ ۴- نرم افزار 5۳55 و کتابهای آموزشی مرتبط با آن. 

صفحه 3:
چارچوب پژوهنی * ریشه های علم آمار *_انواع و طبقه بندی علم آمار * متغیر وانواع ‎OT‏ © سطوح اندازه گیری <_ جداول آماری برآورد آزمون فرضیه *_ مدلهای آماری *_ مدل آماری؟ تک گروهی (پارامتریک) ۵( "_ مدل آماری مربع کای ( نابارامتریک) 

صفحه 4:
"_ مدل آماری؟ دوگروه مستقل (بارامتریک) _ مدل آماری‌لا مان ویتنی ( نابارامتریک) * _ مدل آماری ۴ دو گروه همبسته (بارامتریک) * _ مدل آماری ویل کاکسون (ناپارامتریک) * مدل آماری تحلیل واریانس یک طرفه (پارامتریک) * مدل آماری کروسکال والیس ( ناپارامتریک) مدل آماری رگرسیون تک متغیری *_ مدل آماری رگرسیون چند متغیری م * مدل آماری رگرسیون لجستیک 

صفحه 5:
" اولین بار در یونان باستان با نام علم استان شناسی ‎(Status)‏ " شاهزادگان و علم استان شناسی مثلث شعور (توزیعهای تالسی» هندسه اقلیدسی» فلسفه فیثاغورت) استاندارها فرمول ياد نمی کرفتند» بلکه تفکر استانداری باد میگرفتند. " بعد از یونانیان ایرانیها علم شمارش را مطرح کردند. (Statistical) jloT ja <= lon <= las * > 

صفحه 6:
5 آمار نوين: " لين علم در بريتانياى كبير و در مركز تحقيقات مستعمرات انكلستان و بوسيله رونللد فیشر ايجاد شد. " لين مركز قوى تيين» مخوف تیین و منظم تیین مرکز مطالعلتی بودکه ريلست آن را كالتون به عهده داشت. * مشاوران گالتون: اسبرمن» رونالد فیشره کارل پیرسن اسپرمنبه مطالعه تفاوتهای فردی در ايران و اختلاف شیعه و سنی پرداخت. او از طریق 1 595 2 

صفحه 7:
* آمار علم رياضى نيست. امروزه آمار شاخه ای از علم روش شناختی است. * الف) آمار توصيفى: 5 محاسبه( كرايش مركزىء براكندكى) 5 نمایش( جدول آماری» نمودار آماری) * ب) آمار استنباطى: 5 برآورد و آزمون فرضيه و تعميم نتايج نمونه به جامعه آمارى ج) آمار كاربردى: *... ترکیب آمار توصيفى و استنباطى (توصيف تحليل كرانه و اكتشاف داده ها به كونه همزمان ) فرم افزار 5055ب نمودارهاى متنوع؛ جداول آمارى جذاب علاوه بر توصيف زمينه را براى تحليل آماده ميكند. بس در يايان نامه شما از آمار كاربردى استفاده ميكنيد. (2 

صفحه 8:
متغير: هر جيزى كه در علم تغيبر ميكند. در علم آمار با متغير سر و كار داريم. انواع طبقه بندى متغير: طبقه بندى اول: الف) متغیر کمی: توانایی انتساب عدد مثل: وزن» قد» سن و مه ب) متغیر کیفی: منسوب به رقم نیست مثل: رنگ پوست» گروه خونی و ‎serene‏ ‏برای شناخت چیزی به آن رقم می دهیم. بنابراین» بایستی متفیر کیفی به متفیر کمی تبدیل شود. 

صفحه 9:
[إستيرواواع ان | طبقه بندى دوم طبق دقت اندازه كيرى: الف) متغیر گسسته (دو ارزشی» جند ارزشى): بين طبقات و فاصله ها معنى وجود ندارد. مثال: بد حجابء با حجاب كروه خونى قوم و... ب) متغیر پیوسته: کلیه اعداد حقیقی را اختیار میکند. مثل: لول عمر» نمره» وزن و... 

صفحه 10:
طبقه بندی سوم: الف) متغبر مستقل: بعنی متغیر علت متغير فعال» قابل دستکاری و در اختبار محقق است. مثل: روشهای تدریس مدرس و ... متغير غير فعال» غير قابل دستكارى مثل: ترك بودن مدرس و ... ب)متغير وابسته: يعنى معلول 

صفحه 11:
ج) متغیر مزاحم کم اثر سا متفیر کنترل ۳ اثر آفرا خنثى ميكنيم ‎YS sl pio <= ity‏ ار آنوا دقیق بررسی میکنیم محقق بدنبال بررسی اثر متغیر مستقل فعال بر متغیر وابسته که کمی و پیوسته است میباشد. موضوع (مثال): " بررسى تاثير رتبه دانشكاهى بر ميزان رضايتمندى شغلى اعضاى هثیت علمی" با توجه به اين موضوع متغيرهاى آنرا مشخص كنيد. 

صفحه 12:
اندازه گیری: اختصاص عدد به حالات و شرایط یک متغیر بر اساس قواعد خاص تا کیفیت به کمیت تبدیل شود. سطوح اندازه گیری: (Nominal) ‏اسمی‎ . .۱ (Ordinal) slag, .¥ ‎(Interval) yf alo .*‏ « صفر غیرمطلق(قرار دادی) مثال: نمره دانشجو که قراردادی است. ‏3( فسبتی (8۵۱10) » صفر مطلق مثل: قد که از صفر شروع میشود و قابل رویت است. 

صفحه 13:
غیر متریک | نایپوسته | اسمی یر متریک ناپیوسته | رنبه ای متریک پیوسته فاصله ای متریک پیوسته نسبتی 

صفحه 14:
متغیر در سطح اسمی: جدول توزیع فراوانی ساده جدول توزیع فراوانی نسبی جدول توزیع فراوانی درصدی روش محاسبه و اندازه گیری؛ مد متغیرد رسطح رتبه ای: 8 جدول توزیع فراوانی تراکمی جدول توزیع فراوانی تراکمی نسبی جدول توزیع فراوانی تراکمی نسبی درصدی 3( روش محاسبه و اندازه گیری: مد» میانه» جار كهاء ضریب همبستگی 

صفحه 15:
متغیر در سطح فاصله ای: ‎٠‏ جدول توزیع فراوانی گروه بندی شده ‏روش محاسبه و اندازه گیری: مد؛ میانه؛ میانگین» واریانس؛ انحراف معیار؛ ضریب همبستگی ‏متغیر درسطح نسبتی: ۰ جدول توزیع فراوانی گروه بندی شده روش محاسبه و اندازه گیری: مده میانه؛ میانگین» واريانس» انحراف معیار» ضریب 

صفحه 16:
شناسایی وی گیهای نمونه(آماره) و کسب ویژ کبهای جامعه(بارامتر) فرایندی که جامعه را مشخص میکنیم و سپس نمونه میگیریم وچس از ن ویژگیهای نمونه را بررسی میکنیم و سپس به آماره میرسیم و آماره را به کل جامعه تعمیم میدهیم. . برآوره نقطه ای: (۴5۲۱۳۵6 ۳۵۱8۲) ویژگیهای نمونه معرف دقیقی از پارامتر است. 

صفحه 17:
(Interval Estimate) ef dbo ‏برآورد‎ ۲ « در مواقعی که خطای نمونه گیری وجود داشته باشد و به گونه دقیق نتوان میزان پارامتر جامعه را از طییق نمینه مشخص کرد برآورد فاصله ای مطرح میشود. لذا اصطلاح حدود اطمینان ‎Limit)‏ 00206260 ) مطرح میشود. ویژگیهای مطلوب بر آورد کننده: الف) معرف جامعه باشد. یعنی از همه جای جامعه نمونه بگیریم ب) مکفی باشد. نمونه به اندازه کافی باشد. فرمول برآورد فاصله ای: (سطح اطمینان) (خطای استاندارد ميانكين) © ميانكين 

صفحه 18:
مثال : محقق خواهان بر آورد میزان در آعد مردلنی است که به ازدواج دوم روی آورده اند. از لین رو حجم نمنمبه تعداد ۸۱ نفر از لین مردان را در نظر گرفته و میانگین ۲۸۰۰۰۰۰ و میلنه ۲۶۰۰۰۰۰ و انحراف معیار ۵۰۰۰۰۰ بدست آمده است. حدود اطمینان در آمد مردان دو همسری را با ۹۵ اطمینان ب رآورد کنید. 

صفحه 19:
* ۹۵ مردان دو همسری در لین دامنه حقوق میگیرند. لذا بابستی-با در آصد افرادی که یک زن دارند مقایسه کنیم» که به آن آزمون فرضیه میگوییم. ۴ فرفیه: بین درآمد مردان با یک همسر با در آمد مردان با دو همسر تفاوت معنی داری وجود دارد. که بعدا بحث خواهد شد. 

صفحه 20:
الف) ورود داده ها ب) انتخاب مناسبترین شاخص ج) تفسیر تحلیل توصیفی و استنباطی ‎ *‏ جدول شاخصهای آماری شامل: ‏4 شاخصهاي گرایش مرکزی ۳ ‎oe ١ ‏۱ مياتكين 

صفحه 21:
شاخصهای پراکندگی دامنه تغيرات انحراف جاركى انحراف معيار شاخصهاى توزيع ضريب كشيدكى ضريب جولكى 

صفحه 22:
جدول آمار توصیفی در لین جدول محقق بلید شاخصهای مرکزی» شاخصهای پراکندگی» شاخصهای توزیع را در جدول امار توصیفی وارد کند. متریک و متقارن میانگین و انحراف معیار متریک و نامتقارن میانه و انحراف چا رکی غیرمتریک و نامتفارن مد و دامنه تغیبرات Interquartile Range / 2 45,6 ‏انعراف‎ - Interquartile Range = Q3-Q1 

صفحه 23:
* بررسی منقارن بودن توزیع از طریق: (ب رآورد دامنه ای» ضریب کجی) * لگر میلنه توییع در بین حد بالا و حد پائین فاصله اطمینان میانکین(براورد فاصله ای) قرار گیرد» میتوان تویبع را متقارن فرض کرد. بعنی میان میلنه و میانگین تفاوت جزئی و ناجیز است. متقارن بودن از طریسق ضریسب چولگسی(51660۳655) و ضریب ‎EN (Kurtosis) 5 iS‏ خطای استاندارد کجی ما < ضریب چولگی ۳( خطای اناد کشیدگی < ضریب کشیدگی 

صفحه 24:
ميزان كجى خطای استاندارد کچی * _ اگر ضویب کجی بالاتر از ۱/۹۶ باشد یعنی توزیع نامتفارن است و چنانچه پائین تر از ۱/۹۶ باشد توزیع متقارن است و منفی‌یا مثبت بودن ضریب, چوله‌به چپ‌یا راست را نشان میدهد. ضریب چولگی * اكر ضريب کشیدکی بالاتر از ۱.4۶ باشد یعنی توزیع بطور معنی دار داراي کشیدگی است. و چنانچه پائین‌تو از ۱.4۶ باشد توییع تقریا نرمال است. لگر از اوج بالا باشد کشیدگی مثبت و اكر از اوج باثين قر باشد كشيدكى منفى است. *. متقارن بودن مهم است كه از طريق ضريب جولكى بدست حى كيد و مهمتر از كشيدكى است. 

صفحه 25:
09 وو لش عضریب ©6. ضريب جولكى :تفسیر * با توجهبه ضییب بدست آمده که از لحاظ آماری معنی دار نیست و مقدار ّن کمتر از ۱.۹۶ لست میتوان مفروضه منقارن بودن توزیع را پذیرفت و از ميانكين به عنوان معرف گرایش مرکزی و انحراف معیار به عنوان معرف پراکندگی لستفاده کرد. از اینرو از طریق تحلیل توصیفی مفروضه آمار پارامترییک و انتخاب مدل مناسب اماری برای تحلیل استنباطی مهیا میشود. 

صفحه 26:
‎dud 39:‏ ‎٩‏ حدس و گمان احتمالی در مورد روابط پدیده ها (متغیرها) ‏0 فرضیه پاسخ به مسئله تحقیق است. ‏© توزيع نرمال» سطح اطمينان» آلفا (ناحيه رد فرض صفر) » بت(ناحیه پذیرش فرض صفر) ‎ ‏مثال: 'رائه آموزشهاى عمومى (افراد معمولى) - 8 ارائه آموزشهای ویژه (افراد استثنانی) 0 ‏فرضيه صفر - 110 2 © عدم رابطه» عدم تفاوت ‏فرضیه یک - 141 داشتن رابطه» متفاوت بودن 

صفحه 27:
خطاى نوع اول و خطاى نوع دوم جهار حالت ممكن: فرض صفر در واقعيت درست است و يزوهشكر نيز فرض صفر را به درستى تائيد مى كند. فرض صفر در واقعيت نادرست است و يزوهشكر نيز فرض صفر را به درستى رد مى كند. فرض صفر در واقعیت تائید شده است ولی پژوهشگر فرض صفر رابه نادرستی رد می کند. (خطای نوع اول يا خطای آلفا) فرض صفر در واقعیت رد شده است و پژوهشگر فرض صفر رابه نادرستی تائید می کند. (خطای نوع دوم یا خطای بتا) 

صفحه 28:
‎٩‏ فرض صفر: ‏تفاوت معنی داری بین نمره آمار دختران و پسران کلاس وجود ندارد ‏« فرض مقابل(یک): ‏تفاوت معنی داری بین نمره آمار دختران و پسران کلاس وجود دارد. ‏« انتخاب مدل آماری برای آزمون فرضیه: © انواع مدلهاة 0 مدلهاى آمار بارامتريى ‎or 0‏ مدلهای آمار نا پارامتریک 

صفحه 29:
1 مدلهای آماری پارامتریک اگر متفیر کمی و توزیع متفیر متقارن باشد از مدلهای آماری پارامتریک لستفاده ميکنیم. در غیر اینصورت از مدلهای آماری ناپارامتریک لستفاده ميشود. 1 انواع مدلهاى آمارى بارامتريك برای آزمون فرضیه (آزمونهای مقایسه میانگین): مدل آماری ت] تک نمونه ای(پارامتریک) مدل آماری تأ دو نمونه مستقل (پارامتریک) مدل آماری ) دو نمونه همبسته (پارامتریک) مدل آماری تحلیل واریانس یک طرفه ( چند گروه مستقل) (پارامتریک) 

صفحه 30:
دو جمله ای میانگین يك كروه :1-1651 ©013) لا یس مقايسه ميانكين دو كروه مستقل( مستقل) ویل کاکسون مقايسه ميانكين دو كروه وابسته( وایسته) کروسکال والیس مقایسه میانگین چند گروه ‎(ANOVA) Ji‏ 

صفحه 31:
اگر فرضیه ای در خصوص میانگین یک جامعه مطرح شد. اين مدل بكار ميرود. اگر توزییع متقارن و متفیر کمی باشد از مدل آماری 6 عک نمونه ای‌به صورت زیر استفاده ميشود. ‎X-M‏ میانگین نظری - میانگین نمونه ‎Sx‏ خطای استاندارد میانگین ‎ ‏اگر ا محاسباتی بین ۱/۹۶ و ۱/۹۶- باشد نمیتوان فرض صفر را رد کرد. یعنی میانگین تجربی شبیه میانگین نظری است. ‏* اگر؟ محاسباتی بین ۱/۹۶ و ۱/۹۶- نباشد میتوان فرض صفر را رد کرد. یعنی میانگین تجربی بطور معنی دار متفاوت با ميانگین نظری است. بعبارتی شواهدی در دست هست که نشان دهد میانگین نمونه ‏متفاوت با میانگین نظری است: 

صفحه 32:
برای آزمودن لین فرضیه که یا میانگین يك نمونه (26 »با میانگین جامعه (ل| ) که فرض بر لین است دارای توزیع نرمال ی باشد . یکسان است . از آزمون تک نمونه ای یا تک گروهی ! استفاده می شود . از اين ليا ميانكين برآورد شده ( 6(با ميانكين جامعه ( لا) همخولنى دارد.يا خير ؟ در لين آزمون از آماره أى موسوم.به) كه بصورر هميشه دغدغه محقق , مقدار نمونه اى است عه در اختيار دارد . معمولاً آماره ‎٠‏ را هنكلمى بكار عى كيرند كه تعداد نمونه ها كمتر از ۳۰ و واریانس جامعه نا معلوم باشد . آزمون در مواقعی استفاده کنید که حی خواهید بدان است . استفاده می شود . یکی از مشخصه های این آماره . درجه آزادی آن است که با 13-1 مشخص می شود . به مثالهای زیر توجه کنید : اسبا يك ‎GUT Sp‏ از جواتانى كه اغيرً ازدواج كرده ند فرضیه زیر را آزمون کنید ‎a‏ فرضيه : ميائكين سن ازدواج در بين جوانان يك منطقه که قبلاً 1 سال بوده است در سالهاى اخير فزایش داشته است ۲ب انتخاب ۱۵ بيمار مرد كه براى اولين بار آزمايش ديابت آنها مثيت بوده است : فرضيه زیر را آزمون کنید فرضیه: میانگین نسن ابتلا به بیماری دیابت در مردان ۳۴ سال است 

صفحه 33:
یک کارشناس علوم اجتماعی مدعی است ميانگین سن مدیران در يك سازمان كه در سالهاى قبل حداكثر 8؟ سال بوده ‎٠‏ افزایش یافته براق بررسى اين ادعا نين 15 مدير كه بصورت تصادفى از يبن مديران اين سازمان اننغاب شده اند بصورت زیر در دست است . ۵۰ ۵۲ ۵۸ ۴۱ ۴۵ ۲۲ ۴۲ ۴۳ ۴٩ ۵۱ ۵۰ ۵۳ ۲٩ ۴۶ ۸ - ورود داده ها به نرم افزار ‎SPSS‏ داده ها ربا متغیری‌به نام ‎Data View 4 y 9 Sem‏ وارد کنید. سپس برای انجام آزمون تک گروهی مراحل سم ‎aa ES aS‏ * متغیر سن (5610)را به فهرست متغیرهای آزمون ‎a‏ a + ao Jie Variable View ۲ 

صفحه 34:
* متغیرهای ۷6۷۷ ۷۵۲1۵916 بشرح شکل ذیل وارد کنید : lo Edt Vow Data Ttarstom ‏وال20 _ سا‎ Graphs ‏الا‎ Addons Wedow Holy S86 Q¢> £23 ۱ BY B28 IO ‏وه‎ ane Type | Wath | ecmots] ‏ما | ها‎ | Meng | Coleone | Algn | Messe New ‏وج ها ا 2 ه‎ See * در چهارگوش ۷۵1۲6 1651 مقدار ۴۵ را بشرح شکل ذیل وارد کنید : ۱۳7 ‎pais OK +‏ نستیجه را در جدول = خروجی۹۹ ‎٩۳‏ بسبینید. ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ 

صفحه 35:
Analyze / Compare Means / One Sample T Test / 0K (A435 55 590;!0ne-Sample Test ‏خروجی اول آمار استنباطی‎ T Df Sig. (2-tailed) _ Mean DESTIN gab at Difference ‏معیار تصمیم درجه آزادی آمره‎ 95% Confidence Interval of ‏مبائكين اختلاف‎ the Difference Lower Upper SEN 1.894 ‏لجر‎ 07a 2.53333 ۵ ۷ One-Sample Statistics SSA NS N Mean Std. Deviation Std. Error Mean ‏سح‎ ‎SEN ‏ان‎ 47.5333 5.18055 1.33761 توضیح ‎One - Sample Statistics Jgue jo aSul‏ شاخص های میانگین و انحراف معیار سن مدیران مشاهده میشود ‎One- Sample Test Jour jo.‏ می توانيد نتايج آزمون را مشاهده کنید برای قضاوت در مورد فرضیه صفر . عی توانید در جدول 250 5۵00016 -06مبه مسعیار تصمیم ( (۴۰۷۵۱۵6 که‌با عنوان (2-121100). 510 آمده است . نگاه کنید . جون در لين مثال ۸۰۷۹ بیشتر از ۵ است . دلیل کافی رای رد کردن فرضیه 130 وجود نداد . 

صفحه 36:
SPSS jobs (35,4 ‎aa‏ لین آزمون شامل ۲ خروجی است. خروجی اول آمار توصیفی مربوط به آزمون فرضیه است. ‏خروجی دوم مربوط به آمار استنباطی و نتایج آزمون فرضیه را ارایه میدهد. ‏لس با توجه به مقادیر حد بالا(0106][]) و ‎(LOWEN) 5b‏ می توان گفت: ‏۱)هرگاه حد پائین و بالا مثبت باشد. میانگین از مقدار آزمون بزرگتر است. ‏۲)هرگاه حد پائین و بالا منفی باشد: میانگین از مقدار آزمون کوچک تر است. ‏۳)هرگاه حد پائین منفی و حد با مثبت باشد. مینگین با مقدار مود آزمون تفاوت معنى دارى ندارد 

صفحه 37:
مثال: بازده ‎٩۰‏ شرکت پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران از طریق نمونه گیری جمع آوری شده است. محقق ادعا میکند که: "میانگین جامعه آماری برابر ۰ است:؟* ‎١‏ _ آزمون متقارن بودن توزیع داده ها را نشان دهید. ‏۲ آیا در سطح خطای ۰.۹۵(۰.۰۵ اطمینان) میتوان این فرضیه را پذیرفت؟ ‎Ho: M = 20‏ ‎-H1: M # 20‏ 

صفحه 38:
از آنجائی که 5100 بزرگتر از ۵ درصد است. ۲/0 رد نميشود. با توجه به اینکه ] بدست امده از لحاظ اماری معتی دار نمیباشد میتولن به تفاوت جزئی بين ميانكين تجربی(نمونه) و میانگین نظری تاکید کرد. پائینتسر از ۲ و 59 بسیشتراز ۰.۰۵ لستيعنىمعنودار نيستيعنميتولزيكسانة لقىكرد. توجه: برای میانگین نظری و استاندارد ها بلید سالها تحقیق کرد و ادله علمی در زمان تحقیق وجود داشته باشد و در زمان تفسیر به این ادله اشاره کرد. 

صفحه 39:
در اين مدل یک متفیر در دو گروه مورد بررسی قرار می گیرد. مثل : بازدهی در شرکتهای خدماتی ‎SI‏ فرضیه مطرح شده به مقایسه میانگین دو گروه بپردازد. باید از آزمون مقایسه میانگین دو گروه استفاده RS. ‏کرد‎ نکته: توزیع متفیرها متقارن باشد. متفیر وایسته کمی پیوسته باشد. متغیر مستقل طبقه ای باشد. تا د هام فرضیه: ‎ *‏ میانگین بازدهی شرکتهای تولیدی و شرکتهای خدماتی تفاوت دارد. (نوع شرکت بر میزان بازدهی تاثیر دارد) 

صفحه 40:
براى آزمون مقايسه ميانكين دو كروه ابتد بايد بررسى كنيم که: آيا واريانس دو جامعه برابر است وارباس گرد سيم. اريانس > س گروه۲ بعبارتی ابتدا آزمون تساوی واریانس های ۴ لون(6۷6116) بصورت بالا برای فرضیه زیر انجام میگیرد. دجاس كرو ‎BONA‏ ‏واریانس گروه۲ مج واریانس گروه ۱ : :1 در صورتیکه آزمون تساوی واریانسهاتائید شود. بعنی 284 با سطح معنی داری لون بزرگتر از ۰۵/ ۰ باشد. از رابطه زیر برای آزمون مقایسه میانگین دو گروه استفاده ميکنیم. ۲ DONG Seka ty FoR ۲۷/0 :۱ ‏4ه میانگین گروه۲ م7 ميانگین گروه‎ ‏كه به اين رابطه ؛دو كروه مستقل مى كويند.‎ 

صفحه 41:
مدل آماری ۶ دوگروه مستقل(آزمون مقایسهمیانکین دو گروه) ‎et ۱50-5‏ ۲+ 2 * در صورتیکه آزمون تساوی واریانسها تائید نشود. يعنى 5یا سطح معنی داری لون کوچکتر از ۰۵/ ۰ باشد. از رابطه زیر برای آزمون مقایسه میانگین دو گروه استفاده ميکنیم. 

صفحه 42:
آزمون ؛ گروهی مستقل : برای مقایسه میانگین های دو نمونه مستقل از داده های کمی . از آزمون دو نمونه ای مستقل ! استفاده می شود . مانند وقتی که می خواهید میانگین فشار خون را در دو نمینه مستقل ( مثل زن و مرد )با یکدیگر مقایسه كنيد . دراين كونه آزمونها فرضيه هاى صفر و يك به صورت زير مطرح اند : ‎HO: p1=p2‏ ‎H1: pl4p2‏ اگر !0 و 0 را میانگین های هرییک از دو جمعیت در نظر بگیرید . فرضیه صفر بیان می کند که بین میانگین های دو جامعه هیچ تفایتی وجود ندارد و فرضیه مقلبل آن . حکم به داشتن اختلاف بین میانگین های دو جمعیت می دهد . 

صفحه 43:
آزمون؛ دو گروه مستقل : در لین آزمون اگر فرض برابری واریلنس های دو نمونه مطرح باشد . لین آزمون از واریانس ادغام شده دو گروه استفاده می کند ولی اگر واریلتس های دو نمونه بطور بارزى متفاوت باشند . استفاده از آزمون 1 با واریانس های جداگانه انتخاب مطمئن تری است .- برای انجام آزمون ابتدا بلید کادر محاوره ن را از مسير ازير باز كنيد . Analyze/Copare Means/Independent- | | ی | و ۳ ‎Greece. f |‏ | مس سر | مرس -در این کادر محاوره متفیر آزمون را به کادر (165ظ۷۵21۵ 1650 و متغیر گروه بندی را به كادر ‎Grouping‏ ‏۷92216 منتقل کنید. متفیر آزمون . متفیری است که می خواهید مانگین آن را در دو گرومبایکدیگر مقایسه کنید. متغیر اگروه بندی می تواندیک متغیر کیفی مانند جنسیت یا تأهل و مانند آن باشد ‏ نتخاب این متغیر بسته به آزمونی دارد که انجام می دهید. مثلًاگرمی خواهید ميائكين زمان استفاده از ایتنینت در هر روز را در دو منطقه تهران مقایسه كنيد . متفیر آزمون . متفير مدت استفاده از اینترنت در روز است و متفیر گروه بندی , متغیر منطقه خواهد بود 

صفحه 44:
آزمون ؛ دو گروه مستقل : -البته توجه داشته باشیم که ممکن است متغیر گروه بندی ( در لین مثال منطقه ) شلمل بیش از دو گروه باشد که می توانیم از گزینه ۲0۷۳5 161۳06 گروهای مورد نظرمان را انتخاب کنیم . ۱ دس سس لالع لصها ‎Grops 4435‏ 2368236 را كليك كنيد وهر يك از سطوح متغير كروه بنددى را در آن وارد كنيد : مثلاً أكر متغير كروه بندى شف وی مس ی ‎PORNO Abe OS SUAS Wu SR SAUL‏ 005 وارد كنيد . می توانید متفیر گروه بندی را یک متفیر کمی در نظر بگیرید . در مثال بالا اگر به جای دو منطقد بخواهیدمینگین زمان استفاده از ینتینت در هر روز را در دو كروه سنی‌با يكديكر مقا شما متفیر گروهپندی را کمی (سن ) انتخاب کرده ید : می تونید بای این متفیربیک نقطه پرش در قسمت ۳031108 ‎Cut‏ معرفی کنید تا آها اه دو گروه تقسیم کرده باشید كزينه 201136 ]212 را در کادر محاوره بالا علامت دار کنیدتالبه حللت فعال در آید . مقلاً اگر نقطه برش را ۳۰ ۱ ار افراد بالای ۳۰ سال و گروه دیگر را افراد زیر ۳۰ سال در نظر بگیرد 

صفحه 45:
آزمون ؛ دو گروه مستقل براى ايجاد.يك فاصله اطمینان برای میانگین متغیر آزمون . گزینه 00011010 را کلیک کنید و لگر فاصله اطمینان ۸۹۵ که بطور پیش فرض انتخاب شده است ۰ مورد نظر نیست . آن رابه هر مقدار که نیاز دارید : تغییر دهید. | اه مت Cresae cates nevasty anes ‏مها سس سیسات‎ 

صفحه 46:
روش تحلیل 5۳55: Analyze /Compare means / Independent- Sample /T-Test نتیجه آزمون شامل دو خروجی است. خروجی اول آمار توصیفی دو گروه است Group Statistics ‎Mean Std. Deviation Std. Error Mean‏ نوع شرکت 1 17.62044 تولیدی بازده 2 8.238934 خدماتی ‎ ‏خروجی دوم آمار استنباطی است که شامل دو قسمت است. قسمت اول تساوی واریلنس دو گروه است. و قسمت دوم نتایج آزمون تساوی میانگین دو گروه را برای هر دو حالت تساوی و عدم تساوی واریانس ارایه ‎~~ 

صفحه 47:
روش تحلیل ‎PSS‏ Sig. (tailed) ‏مر تیم ری یکی‎ 437- 486- Upper Independent Samples Test Boa nt aloe Levene’s Test for Equality of ‘test for Equality of Means Variances 7 Sig. 1 df ‏آمارة‎ | caren ‏درجه آزادی آماره‎ 558- .457- .780- 88 702 44.679 {test for Equality of Means Mean Difference] Std. Error Lower ‏مبانگین اختلافات‎ Difference ‏حطای استاندارد‎ ‏احتلافات.‎ ‎9.38150256 | 12.02568593 14.5170212 0 آزمون برابرى واريائس ها Equal variances assumed. tess sola Equal variances not assumed ‏ما ای انس ها‎ آرمون برابری وارباسس ها Equal variances lassumed انا فرس برابری واريانس ها 

صفحه 48:
* با توجه به آزمون لون(1661۳6) سطح معنی داری یا 5107<0.457 بزرگتر از ۸۰۵ ۰ است. در نتیجه فرض برابری واریانسها (۴۹0 ) رد نميشود. لذا اطلاعات سطر اول در مورد مقایسه میانگین مورد بررسی قرار میگیرد. از آنجائیکه سطح معنی داری برای آزمون مقایسه میانگین دو گروه یا 9100.437 پس فرض برابری میانگین ها (۲۹0) رد نميشود. یعنی نوع شرکتها در میزان بازده آنها تاثیر ندارد. الآ با توجه به مقادیر حد بالا(1(0۳6۲) و پائین(0۷/6۳) میتوان گفت: a ۲ هرگاه حد پائین و بالا مثبت باشد. تفاوت میانگین دو گروه بزرگتر از صفر است و میانگین گروه اول از گروه دوم بزرگتر است. هرگاه حد پائین و بالا منفی باشد. تفاوت میانگین دو گروه کمتر از صفر است و میانگین گروه اول از گروه دوم کوچکتر است. هرگاه حد بالا مثبت و حد پائین منفی باشد, تفاوت میانگین دو گروه معنی دار نبوده و تساوی میانگین دو جامعه رد نميشود. بعبارت دیگر 1۷12112 است 

صفحه 49:
اگر دو متغیر در یک گروه مورد بررسی قرار گیرد بعبارتی دو متفیر با هم در ارتباط باشند از اين مدل استقاده ميكنيم مثل: مقايسه بازدهى دو سال aS ۱- توزیع متفیرها متقارن باشد ۲- هر دو متغیر کمی پیوسته باشد ae jl ‏بازدهی سال ۸۴ با بازدهی سال ۸۵ تفاوت ندارد.‎ OO ‏هرا‎ ‎00 10 ‏اين آزمون با ربطه زیر بدست می آید.‎ هرامآ‎ ** xd (۵ ‏*_تفاوت ميانگینها-‎ )> * انعراف سیار مانگنها- 50 ‎Sd [Jn‏ ~ 

صفحه 50:
» AN Compare-means Paired- Sample T est نتیجه آزمون شامل سه خروجی است. خروجی اول آمار توصیفی دو متفیر است. Paired Samples Statistics Std. Error Mean N td. Deviatior Mean ۳۵۱۲۳1 ‏بازده‎ 14-7 90 93.66211252 |5.656483 ‏2ه فازده بنيادكر!‎ 2.71011499 4 خروجى دوم همبستكى دو متغير را نشان ميدهد. ‎Paired Samples Correlations‏ N 90 Pair 1 

صفحه 51:
SORE SEES Paired Samples Test Paired Differences 5 Std. Error |_of the Difference Mean $td. Deviation Mean | Lower | Upper t df fig, (2-tailed) Pair ‏26947010.26598618قاده -باده در‎ [5.298500 |-2.25853 [18.79748 | 1.561 89 122 برای بررسی رابطه(همستگی) دو متفیر میتوان فرضیه های آماری را به صورت زیر تعریف کرد: ( 02 2 ۲ همبستگی معنی داری بين دو متفیر وجود ندارد )راك 2() # ۲ همبستگی معنی داری بین دو متغير وجود دارد Paired Samples Correlations = orrelation| 29 77 زاه »5 بازده بنیادگرا 1 ‎Pair‏ 

صفحه 52:
*_ با توجه به مقدار 9۸۱26(.)06060) که برای ضریب همبستگی ارایه شده است, فرضیه 1/6" رد ميشود. در نتیجه بین دو متفیر همبستگی معنی داری وجود دارد. خروجی سوم نتایج پس فرض برابری تفاوت میانگین ها (۳۱00) رد نمیشود. همچنین حد بالا متبت و حد پایین منفی است پس تفاوت میانگین دو متفیر برابر صفر است. مود 12 89 1561 أزمون !ذو كروه.وابسته را تمايش مي دهد. از ات Paired Samples Test Paired Differences 5 of the Difference Lower | Upper 225053 Std. Error Mean 15.298500 td, Deviation (0.26598618 جائیکه سطح معنی داری برای آزمون مقایسه تفاوت میانگین دو گروه وابسته © 0900.06 و بزركتر از ‎٠8‏ ‎HO‏ :0 > 840 تفاوت ممنى ‎Md # 0 : 1‏ تفاوت معنى دارى بين دو متغير وجود دارد 33 بین دو متغیر وجود ندارد Mean 7217 1 ‏باه «بازده بنادگر1‎ 8 

صفحه 53:
*_برای مقایسه میانگین چند گروه(بیش از دو گروه) از اين آزمون استفاده ميشود. *_متغیر مستقل در چندین سطح(۴۵0101) گروه بندی شده و متغیر وابسته کمی است. * مثال: مقایسه میانگین بازدهی شرکتهای تولیدی . خدماتی و سرمایه گذاری « فرضیه : *_بین میانگین بازدهی شرکتهای تولیدی . خدماتی و سرمایه گذاری تفاوت وجود دارد. ‎M1=M2=M3 : HO‏ دست كم ميانكين بازدهى دو كروه از شركتها برابر نيست : 0م 

صفحه 54:
* روش تحلیل ‎SPSS‏ =" Analyze—+ compare means One 1 متغير وابسته را انتخاب و به كادر :1.151 10©2©1206126 منتقل مى كنيم. متغير مستقل در سطوح مختلف را انتخاب و به کادر ۳2010۳ منتقل ميكنيم. ‎ly‏ نشان دادن وجود تفاوتهای معنی دار بصورت دوبه دو بین گروه های مختلف روی دکمه ۳09 6 یعنی آزمونهای تعقیبی کلیک میکنیم و در کادر آزمونهای 1610 و 1۱01667 را انتخاب ميكنيم و با ©0013611211) به كادر قبلى باز ميكرديم و سبس 016 ميكنيم تا آزمون اجرا شود. نتیجه إشادل ند ‎Gey‏ انيت هناك : 09 > 09 2 00 دست كم مياتكين بازدهى دو كروه از شركتها براير نيست 5 21,0 ] 

صفحه 55:
خروجی اول نتیجه آزمون مقایسه میانگین سه جامعه را نشان می دهد. 10 بزیگتر از ۰.۰۵ لستبنابرلین0 ]1 رد نمیشود. یبعنیت_فاوتمعنیداریسینمبلنگیرگریهها وجود ندارد. لگر تفایتوجود دلشته باشد یبعنیرد شود. بساید بسبينيم‌که کلم گریهها متفلیت هستند لا بسلیستیاز آزمونهایت مقیبل ۳10 :05) لستفادد کرد. ANOVA ‏باريد‎ ‎Sum of Squares df lean Square| F Sig. 860۷66۱ 07 2 | 3 1.709 187 Within Groups|246597.9 87 | 2834.458 Total 1256286.4 89 

صفحه 56:
در خروجی دوم آزمونهای تعقبی ان داده میشود و اگر 1800 رد شود بکار ندارند. جرا كه 539 براى كليه كروهها يزركتر از ۰.۰۵ مباشد 195% Confidence Interval ipper Bound| T.0535557 2.4198854 7 72728769 2.35632 2716 250617 2.565 2560448 250 3506343 27 5.77922 7.0329543 27832753 1859458 ۱5-2322 2.0716405, ‘ower Bound] 20,75954 -42.31156 5705356 57 9 7.2728769 “22.35604 -43,75063 52,65006 5.89764 23.85896 Le.7119480 14, 78326 36.92463 5.07729 -52.07164 17.03295 [18859458 Sig. 75 745, 375 160 7۹5 160 605 765 605 157 765 157 317 466 317 068 66 968 Multiple Comparisons Std. Error 15.054 13.57350 15574 13.57350 15.57350 13.57350 15.54 13.57350 15.54 13.57350 1257350 13.57350 15.54 13.57350 1.05844 13.57350 3.57350 13.57350 يم. در اين مثال كروهها تفاوتى با يكديكر Dependent Variable: aj. Mean WW) ‏شرکت‎ ¢9d)) 2S ps ePifference (I) sul ‏ختمانيي‎ .. 6 ‏لیرملیه گذاري‎ - 1 ‏خدماتيه‎ sabe f15.14700846 ‏25لبرمليه گذاري‎ 0 8 ‏توليدي‌سرملیه گذاري‎ 9-1 ‏خدماتي.‎ _ 8 subst ‏خدماتي‎ | 6 5218 aslo usp -9.94583891 ‏توليدي خدماتي‎ 1-6 ‏25لبرملیه گذاري‎ 8 ‏توليدي‌سرملیه گذاري‎ 953091 ‏خدماتي.‎ _ 8 ‏خدماتي توليدي‎ |15.14700846 ‏للمرمليه كذاري‎ ١ ‏1ه‎ ‎GS يديلوت‎ [1.0046 ‏25لبرملیه گذاري‎ 38 ‏توليدي‌سرملیه گذاري‎ 9.53091 ‏خدمانیر‎ _ _ 8 | ۲ 2225 55 

صفحه 57:
یه زیر گروههای همگن تقسیم ميشوند. گروههانی که زير هم مثال هر سه گروه در یک زیر گروه در خروجی سوم گروهها بر خسب میا ندارند. در 2-05 14.28040 24.22624 182 ~7866609 14.28040 24.22624 210 Means for groups in homogeneous subsets are displaye a. Uses Harmonic Mean Sample Size = 28.571. b. The group sizes are unequal. The harmonic mean « group sizes is used. Type | error levels are not gua 

صفحه 58:
مدلهای آماری ناپارامتریک در آزمونهای ناپارامتریک شکل توزیع (تقارن) اهمیت ندارد. همچنین اگر نمونه ها کمتر از ۳۰ باشد کاربرد دارد. این آزمون ها از سطح دقت کمتری برخوردار هستند. دو جمله ای ‎(one t-test)... y Se‏ لآ مان- پیتنی مقایسه میانگین دو گروه مستقل(ن مستقل) ويل كاكسون مقایسه مبانگین دو گروه وابسته( ‎(ely‏ (ANOVA) Js oy § ue ‏کروسکال والیی مقايسه ميانكين‎ 

صفحه 59:
‎9503/(Binominal Test)‏ 52 جمله ای ‏*_معادل ناپارامتریک آزمون بت تک گروهی, آزمون دو جمله ای است. لین آزمون زملنی به کار میرود که ‏انسيت خاصى را دن جامعه بررسى كنيم. ‏*** فرضيه: نابرايرى تسبت شركتهاى با بازدهى بالا و بازدهى يائين ‎HO‏ : 0.50 < ظ 1 : 0.50 ۶« ط 

صفحه 60:
برای آزمون اين فرضیه مراحل زیر طی میشود: ‎eek‏ أ5ع ۱۱ متغیر ‎List js 4 5 Gls! |) boyy‏ ۷۵۲1۵16 1690 وارد ميکنیم. در کادر ‎Proportion‏ 165 نسبت مورد نظر را که در این مثال ۰.۵۰ است. وارد میکنیم. در کادر ‎Define Dichotomy‏ كزينه 201126 0116 را انتخاب و سيس در همان کادر نقطه برش را (كه در لين مثال نرخ بازدهی ۲۰ درصد مد نظر است) وارد ميکنیم. و ‎Vy OK pape‏ جهت اجرای آزمون اتتخاب ميکنیم. نتیجه آزمون فقط یک خروجی است. ‎ass‏ 510-0.000 و کر از ۰.۰۵ مياشد. 130 رد میشود. یمنی نسبت شرکتهای ‎ ‏از ‏بازدهی بالا و بازدهی پائین برایر نیست. که در لین مثال نشان میدهد که نسبت شرکتهای با بازدهی کمتر پیشتر است. 

صفحه 61:


صفحه 62:
1 5 ۲ م ۲ — ‎ah ee‏ ی أكر فرضيه مطرح شده به مقايسه ميانكين دو كروه مستقل ببردازد و استفاده از آزمون بارامتريكه مقایسه میانگین دو كروهبه دليل متقارن نبودن توزيع حداقل يك كروه يا نمونه هاى كوجك امكانبذير نباشد.به سطح يائين ترى از مفروضات سطح اندازه گیری یعنی سطح رتبه ای باز میگردیم و به جای اصطلاح میانگین به میانگین رتبه توجه میشود و از آزمون لآمان- ویتتی استفاده میکنند. اگر متفیر وابسته رتبه ای باشد نیز از اين آزمون استفاده میشود. فرض میانگین رتبه بازدهی شرکتهای تولیدی و شرکتهای خدماتی متفاوت است (نوع شر" بازدهی تاثیر دارد) میانگین رتبه گروه۲ - میانگین رتیه گروه ۱: 130 میانگین رتبه گروه۲ مج میانگین رتبه گروه ۱: 111 

صفحه 63:
a oy ۲ wi * آزمون لآ من ویتتی ۱ ‎(Mann Whithney‏ ‎ *‏ آزمون من - ویتتی یک آزمون مقایسه ای برای مقایسه وضعیت دو گروه مستقل است و وقتی داد ه های بیک مطالمه به صورت . کیفی ترتیبی باشند بهتر است از لين آزمون که یک آزمون غیر پارامتری و معادل آزمون دو تموته مستقل ‏ است. استفاده کرد در لین حال از آزمون دو نمونه مستقل استفاده نمی کنیم زیرا میانگین متفیری که در ‏ژه گیری شده باشد. به علت یکسان نبودن فاصله واحدها: معنی و مفهوم واقعی میانگین را تخواهد ‎ ‏مقیاس ترتیبی اندا داشت. مثلا وقتی می خواهیم قد دو كروه از زنان و مردان رابا هم مقايسه كنيم بهتر است از مرتب کردن افراد بر ‏حسب قد و تعیین رتبه ن ها استفاده کنیم تا مقایسه میانگین دانشجو رابه قد ن ها. فرض کنید می خواهیم دو ‎ ‏روش آموزش سنتی و جدید رابا یکدیگر مقایسه کنيم ‎N‏ دانشجو رابه صورت تصادفی انتخاب و افراد تمونه را مجددأبه طور تصادفی به هر یک از دو روش اختصاص می دهیم 11 دانشجوبه روش اول 112 دانشجو در روش دوم‌به طوری ۷[ 131-12 و پس از پایان دوره آموزش از همه لن ها آزمون واحدی اخذ می کنیب ‏اینک تمرات آن ها را به ترتیب نوشته و به آن ها رتبه می دهیم. سپس مجموع رتبه های هر گروه را محاسبه کرده و ‎ ‏ترتیب آنها را 181 و 2 می نامیم و در شاخص زیر قرار می دهیم. 

صفحه 64:
‎wi‏ ۲ لحارم بابي ی ‎n(n, +)) ۲ n(n, +)) . i -R, ‎R ‎W =n xn,+ W'=n,xn,+ ‏اگر حجم دو گرومبا هم مساوی نباشند بلید 0 را حجم گروه کوچکتر و ©» را حجم گروه بزرگتر در نظر بگیرید . البته محاسبه يكى از دو 09 در بالا كافى است . جون با داشتن یکی از آنها دیگری از رابطه زیر مشخص می شود ‎, ‏> م ع ۲ ۲+ 1۲ لین آزمون یکی از قوی ترین آزمونهای غیر پارامتری و جانشین مفیدی برای آزمون ۶ دو نمونه ای مستقل . محسوب می شود . در این آزمون فرض های صفر و یک به صورت زیر هستند : ‏تفاوتی بین دو گروه وجود ندارد ‎A:‏ ‎2 ‏بين دو كروه تفاوت وجود دارد‎ a 

صفحه 65:
برای آزمون اين فرضیه مراحل زیر طی میشود: ‎Analyze_, Nonparametric,Test 2 Independent‏ = ‎Samples‏ ۱ متغیر وابسته را انتخاب و به کادر تأ15 ۷۵۲1۵6 165 وارد میکنید. ۲ در کادر ۷۵۲1۵16 ۵۳01101۳0 گروه را وارد میکنید. ‎Define Groups 5385: _ ۳‏ گروهها را تعریف میکنیم(کد ۲۰۱ ) و با 10116 01) ادامه میدهید. ۴ در همان صفحه اصلی در 11706 :165 مان-ویتتی انتخاب شده است. 5 016 را جهلجرلءزمونلنتخابميکنيم 

صفحه 66:
1 نتیجه آزمون شامل دو خروجی است: .2 خروجی اول تعداد داده هاء میانگین رتبه ها و مجموع رتبه های هر یک از دو گروه را نشان ميدهد. 2922.00 1173.00 

صفحه 67:
Test Statistiés ‎WO wel ۰‏ رد نمی شود. یعنی میانگین, بازدهی ‏است (نوع شرکت بر میزان بازدهی تاثیر ندارد) ‎ ‎١ *‏ قبل از مان - ويتنى. فرلتك ميل كاكسون براى مقايسه افراد از طربيق روش رتيه بندى. مدل نابارامتريك با تاكيد بر فرايند رتبه گذاری را يايه ريزى كرد و تا زمان حيات ايشان اين مدل تحت عنوان ويل كاكسونمان- ۳( ويتنى00009) مطرح بود. در نرم افزار 08000908 آماره م1 تقريب نرمال آماره ؛مى باشد. 

صفحه 68:
برای مقایسه دو گروه وابسته در مواقعی که متفیرها کمی و توزیع حداقل یکی از متفیرهانامتقارن باشد از مدل آماری ناپارامتریک ویل کاکسون استفادة ميشود. فرضیه: * بازدهى به روش تکنیکال با بازدهی به روش بنیادی تفاوت دارد. ‎Md=0 : HO‏ Md#0 : H1 برای آزمون این فرضیه مراحل زیر طی میشود: * Analyze— | Nonparametrie-Fest 2 Relate y Samples (۳ 

صفحه 69:
‎١‏ هر دو متغیر وایسته را انتخاب و به کادر تاک ‎Pair(s)‏ 165 وارد میکنید. ‏۲ _ در کادر 13۳6 165 گزینه 01 117116076 را اتتخاب ميكنيد. ‏3( >0) را جهنجرلی]زمون‌لنتخابميکنيم 0 نتیجه آزمون شامل دو خروجی است: خروجی اول به ترتيب تعداد حالاتى كه متغير اول كمتر از متغير دوم است. تعداد حالاتى كه متغير اول كمتر از متغير ‏دوم است. تعداد حالاتی که دو متفیر برایر است و تعداد کل داده ها نشان میدهد. ‎ ‎Ranks ‎N___Mean RankBum of Ranks] ‏بازده بنيادكرا - تكنيكال‎ MAGegative Rants 55] 3 3176.00 Positive Rank| 31°] 29.65 919.00 Ties 9 Total 90 ‎ ‎ ‎ ‎ ‏1860 بلزده ينيادكرط < تكنيكال .8 ‎sate ans MACD a‏ > تكسكال نا ۱۵0 بازدم بنیلدگر! ‏ تکنیکال :> ‎ ‎ ‎ 

صفحه 70:
جی دیم آزمون فرضیه است: Test Statistiés ‏بازده بنياد كيل‎ - 2 Asymp. Sig. (2-tail¢ @- Based on positive ranks. b. Wilcoxon Signed Ranks Test ‎Sig=0.000 usstai 5) ۴‏ و کوچکتر از ۰.۰۵ میباشد. 70 رد می شود. یعنی بین میزان بازدهی ‏به روش تکنیکال با میزان بازدهی به روش بنیادی تفاوت معنی داری وجود دارد. 

صفحه 71:
برای طرحهای «قبل ازا بعد از » استفاده می شود که در آن هر فرد آزمون مک نمار , برای معنی دار بودن تغییرات . به وی یا آزمودنی‌به عنوان گواه خودبه کار می رود و در ن يافته هابه صورت اسمی‌یا رتبه ای هستند. از لین آزمون برای بررسی میزان تاثیر یک «. مقاله. كتاب. سخنرانی, دوره آموزشی, ملاقات های فردی و .....» مانند هنگامی که می خواهید نظر افراد را قبل از جلسه و بعد از یک جلسه سخنرانی مقا یسه کنید. چنین آزملیش هلیی نمونه های وابسته از داده های اسمی يا ترتيبى را در اختيار مى كذارفد. در لين كونه آزمون ها فرضیه های صفر وییک‌به صورت زیر مطرح اند. فرض صفر بيان مى دارد كه اختلافى بين نظرات آزمون شوندگان در قبل و بعد وجود ندارد و در مقابل فرضیه یک بین دو حالت , اختلاف قائل است ۸4 < ۸ : .۳7 ‎R=‏ 

صفحه 72:
برای سنجش معنی دار تغییراتبا استفاده از لين روش بليد ابتدا باسخ هاى دريافت شده از آزمودتی ها را درییک جدول دو در دوبه صورتی که در زیر مشاهده می کنید قرار داد . در لین جدول آزمودنی هلئی که تغییر را نشان می دهند در خلنه های ۸ و (1 قرار داده شده اند ۵ آنهائی هستند که از + به - و 13 آنهائی هستند که از - به + تغییر داشته اند همچنین خانه های "۲ و 19 آزمودنی هائی هستند که تغییر نکرده اند . 

صفحه 73:
* اكر داده های دو گروه یه صورت دو ارزشی باشد. بعبارتی متفیرها کیفی دو ارزشی باشند از آزمون مک نمار (1۷101108۳) استفاده میشود. ‎Analyze Nonparametric Test 2 Related‏ * ‎Samples‏ *_ مانند: نظرات موافق و مخالف دانشجویان قبل و یمد از دیدن فیلم آموزشی ‎O‏ فرضیه: ‏ارد ‏قبل از انتخلبات © بعد از انتخلیات ‎۷0 2 0 0 [۷0 ۶ 0 : 1 ‎ 

صفحه 74:
او متغير رأ نشان میدهد. خروجی دوم فرضیه پژوهش را تر از ۵ درصد است. 1/60" رد نمیشود. بعبارتى بين انتخایات در نظرات مدیران تاثیر 5 Asymp. sig a. Continuity Corrected b. McNemar Test 

صفحه 75:
اگر داده در سه وضعیت و به صورت دو ارزشی یاشد. از آزمون کوکران (165 ‎(Cochran's‏ استفاده میشود. (مقایسه سه گروه وابسته دو ارزشی] Analyze / Nonparametric Test / K Related Samples * نظرات موافق و مخالف دانشجویان: * . قبل از نمایش فیلم ‎wal‏ بعد از نمايش فيلم اول و قبل از نمایش فیلم دوم. یعد از نمایش فیلم دوم HO: 111 : ‏دست کم نظرات دانشجویان در دو وضعیت یکسان نیست‎ 

صفحه 76:
»_ نتیجه آزمون شامل دو خروجی است. خروجی اول فراولنی تلفیقی سه متغیر را نشان میدهد. خروجی دوم فرضیه پژوهش را آزمون میکند. از آنجانیکه 020.066 و بیشتر از ۵ درصد است. ‎WO‏ )2 تبيشرد بعيارتي بين نظرات مدیران درس وضهیت: تفارت ههتن داری رجود ‎WSU‏ Frequencies Test Statistics Value 1 2 ‏لعد از مجمع دوم‎ 27 63 ‏قبل لز مجمع لول‎ 30 60 ‏بعلد لز مجمع لول‎ 3 ‏بل از تور‎ 33 57 a. 2 is treated as a success 

صفحه 77:
اکن فرضید ‎Si‏ ‎co cea‏ با ‎Sy‏ مياتكين حنج كرو جیدگروم وم میت رن نشودن نقزنع خاقل تک گروه با نمونه های گوچک امقاند نباشد از آزمون فرصيد: مبانگیی رندس شرکتهای تولیدی, ‎SSS‏ خدماس و مایه گذاری متفاوت است. شرکتهای سر میانگین رتبه گروه3 > میانگین رتبه گروه2 < میانگین رتبه گروم: دست کم میانگییوتبطباننه): وگ وصشرکوهکساف‌هست : 4 Ranks Test Statistie® =e | _N Mean Rank a ‏ب‎ ‏ب‎ WS] 46.76 a ‏ود اخدماتية‎ | 32.36 2 ‏بلأرمليه كناري‎ 40] 3 Asymp. Sigl 008 Total 90 ‘a. Kruskal Wallis Test . Grouping Variable: sn و۳ تیچ آزدون شامل دو خروجى است: خروجى اول فراوانى 5 ين رتبه ‎aw‏ متغیر را نشان میدهد. خروجی دوم فرضیه پژوهش را آزمون میکند. از آنجاتیکه 620.006 و کمتر از 5 درصد است, ‎WO‏ رد ميشود. بعبارتی دست کم میانگین رتبه 

صفحه 78:
90 90 -9.6188 | 6 46,22826 | 0 256 114 256 114 252 09 2.431 1.084 000 191 “Sas أنقلوت بنيادكرا إنفاوت بتيادك رفاوت باردم با 6۷۸ تکنیکال | ۱۸۸۵ و تکنیکال(۱۸۸۵)0 و تکنیکال۴۱۸۸ تکنیکال| 90 -3,8942 53.43629 115 094 -115 1093 184 One-Sample Kolmogorov-Smirnov Test 90 2116137 124.67063 193 193 13 1.833 002 پازده. 90 1147 55661 147 147 114 1.394 041 [sss MFI 90 17۳915 015250 190 190 -65 1.807 003 W Normal Parameters Mean Std. Deviation Most Extreme Absolute Differences Positive Negative Kolmogorov-Smimov Z Asymp. Sig, (2-taled) '. Test distribution is Normal. ». Calculated from data. فروجی *9) کمتر از ۵ درصد یعنی توزیع نرمال نیست بعبارتی 0:60 رد ميشود. 

صفحه 79:
یکی نوم وله لو سر وا شا ‎eS ETS‏ مين بق ن راطه همبسنگی صفر ست. ‎١‏ ضریب هنبستگی پپرسون (90ت0020) تاسمه) موی عدد ۱ و ۱- است: در صورت نبود اگر توزیع متفیرها متقارن و تعداد داده ها زیاد و متفیر متریک باشد از این ضریب استفاده میشود(پارامتریک) {Opearwas Oorrekiios OvePPitect) ge yl Soe ۲ اگر توزیع متفیرها نامتفارن ‎Ley‏ تعداد داده ها کم باشد از لین ضریب از طریق رتبه داده ها به جای مقادبی واقعی استفاده میشوداناپارامتریک). » _ فرضیه: بین دو متغبر بازدهی تکتیکال و بازدهی بنیادی همبستگی(رابطه) وجرد دارد. ۳ ضریب همبستگی کندال (د د كلمج )0) أكر متغيرها در سطح رتبه ای باشند و یا متفیرها ناپارامتیک پاشند کاربرد دارد. كذ ابين رده ستی و سطح. درآمد رابطه وجود دارد. 

صفحه 80:
بين دو متفیر همیستگی معنی داری وجود ندارد ۷۵ : ‎PED‏ ‏ین دو ستفیر همبستگی مغنی داری وجود دارد 4ب" : (0 جع > لا مور ‎Core‏ سوه اگر فرضیه پژوهش دو طرفه بیان شود در آنصورت گزینه لحم" را انتخاب كنيد و در صورتى كه یک طرفه باشد گزینه لمح( انتخاب ميشود. * نتیجه هر آزمون شامل یک خروجی است. در خروجی همبستگی پیرسن ائیکه همبستگی دو متغير ۵ است و 9(۳00.066) و کمتر از ۵ درصد است. ‎٩600‏ رد میشود. بعبارتی بین دو متغیر رابطه ۳ دار وجود دارد. 1 از 

صفحه 81:
Sig. (2-tailed) ‏همم‎ 90 90 ‎Correlation .209* 5‏ ۳۵۵۲5۵۲ بآ ز ده بتیادگر1 Sig. (2-tailed) 28 20 90 jcant at the 0.05 level (21 *. Correlation is signi © در خروجى همبستكى اسيرمن از آنجائیکه همستگی دو متفیر ۰.۲۰۵ است و 69:۳0:06 و پیشتر از ۵ درصد ‎opted oy WO col‏ بعبارتی بین دو متغیر همبستگی و رابطه معنی دار وجود ندارد ‎Correlations ‎ ‏بلزده بنیادگر ال ۷۱۴۱ تکنیکال| ‎Correlation Coefidient1.000 205‏ ۲۱۳۲ تکنیگ0(1 ۲۳ 50637۳۳2۳۳5 ‎ ‎ ‎Sig. (2-tailed) ١ 52 N 90 90 ‏0( 1.000 5 66۲۳۲0۲6۲ ۵۲۲۵۱۵۲۲۵۲ بازده بنیادگر1 ‎Sig. (2-tailed) .052‏ ‎ ‎ ‎ ‎N 90 ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ 

صفحه 82:
« در محاسيه هميستكن برای حذف آفار سایر متغیرها پر رایطه دو متقیر از همبستگی چزئی استفاده میشود: در اینصورت متغیر دیگر را بایستی کنترل کرد. > © وت وت سوه » يس از اجراى دستور بالا متغيرهاى مورد نظر را به كادر منتقل ميكنيد. و از كزينه ‎Dero-order ol) Option‏ كاد 00) انتخاب ميشود. وبيس از اجراء یک خروجی به صورت ز: داده میشود که شامل دو بخش است. در بخش اول اثر متفیر کنترل در نظر گرفته نمیشود ولی در بخش دوم اثر ّن مورد بررسی قرار میگیرد. در بخش دوم خروجی با کنترل لتر متغیر بازده. همبستگی دو نتفیر بنیادگرا و تکنیکال برابر ۰.۱۰۵ است و 9۳0.066 و بشتر از ۵ درصد, لذا 10,0 رد نمیشود. بعبارتی بین دو متفیر رابظه معنی دار وجود ندارد. بدون در نظر گرفتن متفیر کنترل همبستگی دو متفیر تکنیکال و بنیادگرا برابر ۰.۱۸ میباشد که آن نیز در سطح ۰.۰۵ معنی دار نیست. 

صفحه 83:
بازدم 225 033. 88 377 000 88 1.000 بازده بنياد 10 090 88 1.000 377 .000 88 105 32 87 1.000 Correlations Pusu: MACD 1.000 Control Variables 0 تعکنیکال Significance (2-tailled) -180 df ‏بازده بتيادكر[‎ 7 Significance (2-tailed) 0 88 225 af ‏بازده‎ Correlation Significance (2-tailed) .033 88 1.000 df ‏تکنیکال‎ ۱۱۸۵۵۲۲۵۱200 Significance (2-tailled) “105 af ‏بازده بنیادگراً‎ 0 Significance (2-tailed) 8 87 df =none# a. Cells contain zero-order (Pearson) correlations. 

صفحه 84:
»_ با فرض آنکه رابطه علت و معلولى بين دو متغير کمی وجود داشته باشد و مقدار متفیر وابسته به کمک متفیر ستقل برآورد شود از مدل رگرسیون ساده زیر انظاده میشود: Y=at Bx % 2 ست ولو ‎@udze‏ « پس از اجرای دستور باا مغیرهای مورد نظر(وابسته و مستقل) را به كادر منتقل و سيس 2 میکنید که نتيجه شامل جهار خروجی است. خروچی اول متفیر متقل وارد شده را تشان میدهد. 

صفحه 85:
» خروجی دوم به ترتیب ضریب همبستگی, ضریب تعیین. ضریب تعیین تعدیل شده و خطای معیار تخمین را ارایه میکند. SOR ERE GINS Uae gas ae URS DUR ‏ذن موري که داد‎ 0 Model Summary Adjusted Rj Std. Error of R Square | Square |the Estimate .1462 .021 .010 06 a. Predictors: (Constant), Jlsuisi RSI 

صفحه 86:
» خروجی سوم تحلیل واریانس رگرسیون(()()06()0)) به منظور قطعیت وجود رابطه خطی بین دو متفیر است. که از طریق آماره *۴) معنی داری کل مدل را بیان ميکند. رابطه عطی بین دو متقیر وجود نا رابطد خطی بین دو متفیر وجود دارد ANOVA Sum of Model Squares df ‏ع غنوك موه‎ Sig. 1 52955 2 1 | 5487.962 | 1.926 35 Residual [250798.4 88 | 2849.982 ‏اهاهآ.‎ . _ 4 89 a. Predictors: (Constant), JiSuSi RSI b. Dependent Variable: ‏بلزده‎ 

صفحه 87:
»_ از آنجایکه 6220.66 و بیشتر از ۰.۰۵ است. پس فرض خطی بودن رابطه دو متغیر رد ميشود. * سطر تیچ در جدول بیانگر میزان تغیبرات متفیر وابسته است که از طریق متفیر یا متفیرهای مستقل تبیین ميشود. سطر 0۳9*۵۳ نیز یانگر میزان تغیرات متفیر وابسته است که توسط سایر عوامل (تصادفی) تببین میشود. * در خروجی چهارم معادله رگرسیون برآورد میشود. 00 +۵9 ۷-۶ » آزمون ضرایب جزتی مدل: Coefficients Unstandardized _|Standardized eee Coefficients Sig. Constant) ‏بت 697 لبقا‎ 460 i 032 -305 ‏كار 169- 1.388 146 224 311 85 تکنیکال‎ بازده :060600606۷۵62016 .3 

صفحه 88:
اك :© ده ناك : © غ8 د « از آنجالیکه 0006 .20200 و بیشتر از ۰.۰۵ است. يس فرض تساوى ضريب ثابت با صفر رد نميشود. 8 2: 0 # 0 ز آنجانیکه ۴20.06 و بیشتر از ۰.۰۵ است. پس فرض تساوی ضریب معادله با صفر رد نمیشود. 

صفحه 89:
« اگر تاثیر دو یا چند متفیر روی متغیر وایسته مورد برزسی قرار گیرد از رگرسیون چند متغیره استفاده میشنود. VE 0+ Bit Bom tt Bom :آزمون ضرایب جزئی مدل « 

صفحه 90:
« Model Summary Adjusted R] Std. Error of R Square | Square _|the Estimate 486" "236 ~201 _[47.9799777 a. Predictors: (Constant), JiSuS: RSI, JISusi MA, LS3 (۳ ‏تکنیکال , ۴۱ و تکنیکال‎ MFI 

صفحه 91:
Model Squares df lean Square| ۲ Sig. Residual Total 2. ۴۲6۵[ 0۲5: )60051۵01(, ‏تفلوت بنیادگر! و تکنیکال ,۲۱۵ تکنیکلل ,اگ8 تکنیکلل‎ ۷۸۴۱ , بلزده :۷۵۲016 06060065۴ ۰ط 

صفحه 92:
& خروجی چهارم 0 معادله رگرسیون خروجی زير بدین صورت ین مدل ضرایب متفیرهای ‎OO‏ و 00080 معنى دار نيست بتابر اين بايستى از مدل خارج شوند. ۳ ‎O.F ROI *«‏ - ۵۰049006 + 6.90۴ + 0۳00۲ + و و ‎Coefficients ‎ ‎ ‎ ‎ ‎Unstandardized [Standardized Coefficients Coefficients ‎Std. Error Beta ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‏3.206“ ‏۳۱4 انفلوت بنیلدگر! و تکنیکال 2.421 ۴۱ تکنیکال 8 ۸ تکنیکال ‎RSI 5‏ تکنیکال ‏بازده :۷۵/1016 080600606 :2 ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ ‎ 

صفحه 93:
1 ۲ توزیع متغیر وابسته باید متقارن باشد. توزیع خطاها(پسماندها) باید دارای توزیع نرمال باشد. برای بررسى لين فرض بايستى نمودار ثرمال استاندارد خطاها را مشاهده کرد. در توزبع نرمال میانگین صفر و انحراف ضورتی که خطاها دارای توزیع نرمال نباشد از لگاریتم متفیرها به جای خود متفیرها استفاده أبر ‎١١‏ اسست. روى 555 ‎PLOMG‏ 53 ,025 6309090809091060 1000868 ما تا كادر مربوطه باز شود. متفير 1/4۲96 (خطای استاندارد شده) را انتخاب و به کادر ۱۷ منتقل کنید. متفیر 1/6۳60 (مقادیر پیش بینی شده استاندارد) را انتخاب و به كادر )ا منتقل كنيد و با انتخاب 21009/00308090 نمودار زیر حاصل ميشود. 0-535 0ك 

صفحه 94:
+ فرض 45 ‎(Colinerity)‏ ‏*_ هم خطی وضعیتی است که یک متفیر مستقل تایعی از منغیر مستقل دیگر است. در پژوهش به دنبال رد هم خطی هستیم. برای بررسی هم خطی میتوان همبستگی بین متفیرهای مستقل ریا یکدیگر مورد بررسی قرارداد. چرا که ضریب تعيين بالاو به ظاهر متاسب. وگرسیون کاذب نشان میدهد. لذا ضروری است آزمون هم خطی تست شود. »_ آزمون هم خطی: مسد ‎Co linearity diagnestics‏ ۱ ‎continue ok‏ هم خطی وجود ندارد(همبستگی داخلی وجود ندارد): ‎WO‏ ‏هم خطی وجود دارد(همبستگی داخلي وجود دارد): ۸0 ‎ate‏ تنس ربوضبهمتیرهابیشتر باشد ركرسيون بيهتر است. علمل تورم واريانسها (/0) نيز هر جقدر بزرگترباشد رگرسیون برای پیش بینی نامناسب است. ‎ 

صفحه 95:
Coefficients ‎Statistics‏ سس ‎310 ‎-959 ‏4. ۷۵۸60 تفاوت بنیادگر! و تکنیکال بازده :۷۵۲۱80۱6 26068060۴ ‎a.‏ ‎ 

صفحه 96:
۱ خلاصه کردن متغیرهای مستقل در چند عامل ۲ کنار گذاشتن متغیرهای دارای همبستگی بالا با بقیه متغیرها ۳ بازنگری داده ها ۴ _ وارد کردن متغیرهای مجازی ۵ استفاده از اولین تفاضل ۶ استفاده از لگاریتم متغیرها 

صفحه 97:
4 خود همبستگی بین خطاها : چنانچه آماره دوربین - وانسون بین ۱/۵ و ۲/۵ قرار گیرد ما" پذیرفته میشود. یعنی رگرسیون قلبل استفاده است. ‎ly‏ رغع خود همبستگی متغیر وابسته با یک دوره وقفه زملنی (سال قبل) در داخل مدل قرار میگیرد. با از اولین تفاضل ‏کلیه متغبرها استفاده شود. ‎Purbin-Watson ‎ ‎1.497 ‏عدم هببستگی بین خطاها : 1/0> ‏خود همیستگی بین خطاها : 410 ‎Model Summaiy ‎Std. Error of the Estimate 17.58653356 ‎ ‎Adjusted R Square ‎ ‎ ‎-980 ‎R Square -981 ‎ ‎ ‏لزلر و بنیادگرا , ‎a. Predictors: (Constant), JISuiSi 9 1Sohis wolai MACD‏ ۸ عکنیکال , ۸۸۸ تفلوت بنیادگر! و تکنیکال بلزده :۷۵۲۵0۱6 06068060۴ ۰ ‎ ‎ 

صفحه 98:
رگرسیون لجستیک نوعی تحلیل رگرسیون است که وقتی متغیر وابسته طبقه ای و دارای دو ارزش باشد بکار میرود. در حالی که متغیر مستقل میتولند پیوسته‌یا گسسته باشد. در لین رگرسیون به جای حدلقل کردن مجذور خطاها (که در رگرسیون معمولی انجام میگرفت). احتمللی را که یک واقعه رخ میدهد حداکثر میکند. برای بررسی معنی دار بودن مدل به جای آماره ‎IP‏ آماره کای دو ( 5008۲6-] ) و برای بررسی معنی داری ضرایب به جای آماره !از آماره والد (لسما ) استفاده ميشود. در رگرسیون لجستیک از مفهومی به نام نسبت برتری استفاده میشود. wale ‏شرکتهای ورشکسته. شرکتهای ورشکست نشده‎ odd =—?. ‏وضعیت اعتباری( مشتریان خوش حساب. مشتریان بد حساب)‎ 1- ‏م‎ ‎bx ‎Logit = a+ bx e P= bx bx 6 1+6 a 

صفحه 99:
با استفاده از متغیرهای نسبت بدهی(]061)» نسبت جاری(0۱2۲760) و نسبت سودآوری(0701) ورشکستگی شرکتها (3010:06) را پیش بینی کنید. nalyze Reg Binary logistic متغیر وابسته(ورشکستگی) را به کادر 160606 منتقل کنید. متغیرهای مستقل را به کادر 0017311386 منتقل کنید. سپس »01 

صفحه 100:
Original Value Internal Value 0 عدم ورشكستگي 1 ورشكستگي Dependent Variable Encoding Omnibus Tests of Model Coefficients Sig. .000 .000 .000 Chi- square 120.352 4 df 120.352 4 120.352 4 Step Block Model Step 1 ۳( کاودو مدلسولبر ۰.۰۰۰ و کسمتر از ۰.۰۵لستبنابولیرمتغیرهایمستق(بر متغیر ولبسته 519 تسلثیر دلشته و نسشاندهنده بسرازش‌سناسبی‌لست 

صفحه 101:
Model Summary AN -2 ‏وما‎ Cox & Snell] Nagelkerke P| likelihood | R Square | R Square 1 000(a) .745, 1.000 ععاد ضري بتعييرهر وكرسيورخطييسكه درلينجا بيلبر اللستيعنى ‎٠١‏ 51226 1 م21ع11 12130 ‎Classification Table(a)‏ Observed Predicted 5 Percentag 43 #9 | @ Correct ‏عدم‎ ‏شکست‎ ae fs ‏م | ور‎ ae ‏ورشکستگي‎ ‎Step ‏عدم‎ ‎3 38 0 100.0 1 ‏ورشكستگي‎ ‏ورشكستگي‎ | . 0 50 100.0 Overall Percentage 100.0 لین خروجی مقادیر مشاهده شده و مقاتیر پیش تیتی تده رآ نسان میتهد و بر تساس تین خروجی مشعص میکردد. که چقدر پیش بینی مدل درست است. مدل صد درصد شرکتها را به درستی طبقه بندی کرده است. 

صفحه 102:
Variables in the Equation 0 58 [wad [at [Si | «© 344526093 deo | 36672 ‏وده 1 000 | منم‎ | s284140.00 0 See 8 3886.668 000 ۳ 1.000 829 Step 1(a)|_t. prof | -iea368 | 6557926 | 000 1 ‏ووه‎ | و« | 2000[ 1 000 | 55772 | 602 |عمجمة ۱30 ممم | وود موجن اف این خروجی ضرلیب متفیرهای وارد شده در مدل و نتلیج آزمون وللد را نشان میدهد. با توجه به 0168 آماره ولد متغیرهای مسستقل در سطح ۰۰۰۵ خطا معنی دار نیستند. خروجی مدل لاجیت بضورت زیر است. 6۵ میزان تغییر در لگاریتم نسبت برتری را به ازای یک واحد تغییر در متغیر مستقل اندازه گیری میکند. ing?) =1226+ 3667deb 0.18&urrent18336prof 0.00 baza. م ۳2 

صفحه 103:


صفحه 104:
عنوان (1:116) (Abstract) owS> (Introduction) ‏مقدمه‎ | ‏مروری بر مبانی نظری و پیشینه (16۲:6۷ عساحهان)‎ )۲ ‏روش (:00010037طأع31)‎ ۴ (Wata and Result}.gili 4 & oote (F (Conclusion) 5 ‏كيرى‎ asi (0 (Reference) alo (Apendex) pitas