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请教元分析中效果量(effect size)的判断

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楼主
发表于 2011-10-10 15:42:25 |只看该作者 |倒序浏览
罗老师:您好。
; n$ i8 x3 Q3 y$ v' \* f0 N# [       一直以来很敬重您传道授业解惑的精神,现在有些问题想向您请教,麻烦您了。
0 G9 d' P: X0 P3 d 近来我对元分析有些兴趣,但对效果量的求解不是很明白,很想向您请教。8 |( k5 j9 I& |% n
       在一篇论文中,通常要用元分析研究两个变量之间的关系,但文献中( y8 I4 y! t* ^- a
往往报告了两个变量(包含各种维度)的相关系数(描述性统计中),+ v( x: T3 Z! X  Y; y( O
如何从中得出元分析中常用的r或d统计量结果,比如:
) ~0 U. U6 H! f4 J" e& N" @ (1)如果A是单一维度变量,B也是单一维度的变量;. `$ q: y( q2 t9 k
(2)如果A是单一维度变量,B是多维度的变量;
- N. j" z  c4 F6 H (3)如果A是多维度变量,而B是单一维度变量;  U/ k: T' l) l8 Z
(4)如果A是多维度变量,而B也是多维度变量。
/ b( l6 Q. X! P* d) `  Z       另外,某些研究说,从C篇文献中,共得到D个反映两者关系的数据,这如何理解?
& H9 y8 O* L* Y4 S       非常希望得到您的解惑,给您添麻烦了,实在抱歉。
7 Z1 S* p- n; B敬上!
2 W0 A: K, I; Q  }9 L' W2 b: C* Q* W3 i7 k( x" h* a' o( M3 X
                            一学生! B. U: t& L+ U% \0 F
# r: M" n) _' e. L, }

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沙发
发表于 2011-10-10 23:41:40 |只看该作者
linfenglost,( n' y0 [) q$ Z5 a2 I' V5 d$ S
(1)如果A是单一维度变量,B也是单一维度的变量;: R/ B+ L% i+ o$ C* ]* d
那么 r 就是两者的相关& |: [& }3 x! m1 o0 _: K
(2)如果A是单一维度变量,B是多维度的变量;  
5 z( r: l& N. S6 l6 t超难,我劝你不要尝试。你要首先用因子分析找出多维构念与维度的关系,然后再用数学的推导计算线性组合的相关。如果多维构念不是 latent model,那么就更难了。
* h# D7 F8 |4 o" K(3)如果A是多维度变量,而B是单一维度变量;4 p# P; j* Y! Z% c/ g0 B7 |, N3 d
相关是对称的,答案同上。) v5 f* F# `6 h) E" u
(4)如果A是多维度变量,而B也是多维度变量。' H0 E3 M5 B7 G: Z
同上。
- \$ G* I% [. F   另外,某些研究说,从C篇文献中,共得到D个反映两者关系的数据,这如何理解?
$ W& j+ ]  v( ~/ `: W一个研究可能报告X与Y1的相关,同时也会报告X与Y2的相关。那么就是一篇文献,两个相关了。
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发表于 2011-10-11 10:22:21 |只看该作者
谢谢老师的指点,我还是不太明白。* r, x7 s  s; X; x
我找了一些文献,这个算是比较详细的,我还是有点不懂。$ p# a- [# z; s. c* f* B' v, }
8 d2 Y5 s( A8 |& a) v
文献来源:詹志禹,后设分析:量化的文献探讨法,思与言 第26卷第4期 1988年11月7 g+ `0 {8 u9 t& M+ {) O* a
(1)单个研究的效果量
2 q  d+ E! A$ W) d! c( h------
: T$ A" U, K" X) k3 X8 vRosenthal(1984, p.23)比较偏好用皮尔逊相关系数(Pearson r)做为标准化效果量的估计,因为很多统计数都可以很轻易的转化为相关系数(Rosenthal, 1984, pp.24~26)例如:4 [6 G( G& `% J0 }: X
             (9)r2=(r2 /r2 +df)1/2 (r的平方除以r的平方与自由度之和,再开根号)5 [3 u6 A; U: Y: \
             (10), Z2 O0 x5 W3 U; n5 }: n
其中 指分子自由度为1时的F值。
2 q' n# y& W3 A+ |$ }6 X" Z1 a(2)联合多个研究估计标准化效果量- S1 _* p# n( ]4 c0 c8 D( z
当一系列独立研究的标准化效果量都估计出来之后,我们可以想象它们都是在估计母群的效果量,但有的比较精确,有的比较不精确;合理的假设是:样本较大的研究估计的比较准确;因此,当我们根据这一系列的标准化效果量来估计母群的效果量时,样本较大的研究应该得到较多的加权(weight);这就是为什么我们统整这些研究时,不是将它们的标准化效果量加起来平均,而是使用下列公式来估计母群的效果量(Hedges & Olkin, 1985 , p.111):
5 T4 F. j/ ?8 b2 B             (11)
* Z* B: _6 L4 L" e6 B& R6 V, B$ K其中,di由公式(7)得来,K指K个独立研究,Vi2指di的变异量,由下列公式估计而来(Hedges & Olkin, 1985, p.86):
2 D+ i# j- O% l/ ~1 L1 ]9 P' e             (12)
% n# g: o/ B5 S9 Q" l  }其中, 与 分别指实验组与控制组的样本大小,d仍然由公式(7)得来。
# i- @2 w/ x  {$ |# g% R! Q如果是以r做为标准化效果量的估计,则需先将r转换成Fisher’s Z,才能进行合并以估计母群的相关系数,这个转换历程可用下列公式:1 R  y9 D; i3 A- F% I! B
Z=             (13)
+ A/ Q: D) e  s$ ^, l0 K在大部分统计书中也都可以找到r值与Fisher’s Z的转换表。转换之后,就可以利用下列公式进行合并(Hedges & Olkin,1985, p.231):
( [1 t) K9 A  D! g! L  p9 D             (14)
* M3 u- L. Z) k8 b5 O7 v其中Zi是指Fisher’s Z,而 ,Ni与NJ都是每个研究的样本大小。由此可知,公式(14)是根据各研究的样本大小予以加权,理由如同合并d时。如果想考验这个合并的ZP是否显著不同于零,可用 的值来和常态分配表中所定显著水平的Z值做比较。其中, ,K指K个研究。
8 E! w- K! G( B" f7 O, k! c" M8 @6 m7 _: L/ r* i
实在抱歉,公式上传不来(不知如何上传全文,附件好像不好使)( F9 @$ \2 v; r/ F- j8 I
众多研究报告了自变量(或许包含多个维度)与因变量(也或许包含多个维度)的相关系数- Y; R' l% T: P6 Y( e; U7 S
是不是使用什么公式就可以计算出来,如上文所说的?
* _  l: v# u$ |2 W1 j3 |; C
' e- y, Q% Q7 g" y: H- p4 f谢谢老师的指点,麻烦老师了!* h& N% m% o$ [# i! Q( a9 S

- l) r  N  I2 p                                    5 o: k' `4 b% ~3 m
1 h! G5 U8 j( {' i5 j
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发表于 2011-10-11 12:40:18 |只看该作者
linfenglost 发表于 2011-10-11 10:22
; T+ C! L3 e1 U9 D7 a8 z9 ]谢谢老师的指点,我还是不太明白。
0 ]  q! \' m8 Z/ q* J; m* c我找了一些文献,这个算是比较详细的,我还是有点不懂。

% R9 A, ^# @8 e# X: K* B" e) [# WLinfenglost,今天你的问题跟昨天完全不同。昨天问的是如何从维度的相关找多维構念的相关。- n1 x8 w6 A0 l( _1 p; r5 u
今天写的全是元分析的基本步骤。
9 [0 _0 e: G2 B. \# p0 F8 U  B我猜不要这么麻烦,我给你一个例子就好了。现在我们在文献中发现了两个研究:8 U. p2 u/ ]/ K: ^6 A
研究1找到X与Y的相关是0.3, 样本大小是N=250。
0 c: V( ?) I2 U0 V研究2找到X与Y的相关是0.1, 样本大小是N=400。
# q8 p( W$ S1 t) B" g, s( q那到底X与Y的关系是什么呢?8 K- J! q2 y5 x: ~6 R- l2 D/ Y
最简单的元分析用的方法是:
8 e, _3 |. }  k% O     估计的X与Y的相关 = (0.3×250 + 0.1×400)/(250 + 400)= 0.1769& V1 ~( S0 G9 M1 v; L& o
上面的计算是直接用相关系数,Schmidt & Hunter 建议首先把 .3 与 .5做了Fisher-Z transformation,才进行上面的加权平均,找到加权平均后,在从Fisher-Z 转回做 Pearson 相关。这背后有些统计的假设,你要懂得元分析的理论才可以明白为什么。4 l! Y) R: ~$ E' w% a" B0 Q1 P
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