Statistical AnalysesChi-square anal

Statistical Analyses
Chi-square analyses were conducted on all preference data in this study and
tested the observed proportions against a null model assuming random
preferences. Dugatkin & Alfieri (1991) demonstrated that 80% of the guppies
used in their study preferred inspectors that were on average closer to the
predator, a difference of 0.3 probability units from the null model of random
preferences (50:50). Cohen (1988) describes methods for evaluating power in tests
of proportions of this kind, wherein the effect size is equivalent to some
biologically relevant difference between the expected and null proportions.
Instead of choosing arbitrarily, we used an effect size of 0.3, corresponding to the
preference results of Dugatkin & Alfieri (1991), a technique supported by Cohen
(1988). Two-tailed tests of proportions yielded a priori power values that ranged
from 0.89 to 0.99 depending on the sample size used in the chi-square test
(e.g. n ¼ 29, 1)b ¼ 0.95; n ¼ 61, 1)b ¼ 0.99); these calculations were based on
equations in Zar (1996). According to Cohen (1988), 0.3 qualifies as a large effect
size in these types of analyses. Despite choosing our initial effect size based on
existing data for preference formation in guppies, we also conducted more
stringent a priori power analyses with effect sizes of 0.15 (0.31 < 1)b < 0.72)
and 0.25 (0.73 < 1)b < 0.99) to accommodate the conventions described in
Cohen (1988). Overall, these a priori power calculations indicate that our sample
sizes were sufficient to detect whether the observer guppies form preferences based
on watching predator inspection trials.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

วิเคราะห์ทางสถิติChi-square วิเคราะห์ได้ดำเนินการบนข้อมูลการตั้งค่าทั้งหมดในการศึกษานี้ และทดสอบสังเกตสัดส่วนกับแบบจำลองที่เป็น null โดยสุ่มการกำหนดลักษณะ Dugatkin และ Alfieri (1991) แสดงที่ 80% ของ guppiesผู้ตรวจการต้องศึกษาที่มาใกล้ค่าเฉลี่ยเพื่อใช้ในพรีเดเตอร์ difference หน่วยน่าเป็น 0.3 จากรูปแบบว่างของสุ่มลักษณะ (คนละครึ่ง) โคเฮน (1988) อธิบายวิธีการประเมินการใช้พลังงานในการทดสอบของสัดส่วนของชนิดนี้ นั้นขนาด effect จะเท่ากับบางdifference ชิ้นเกี่ยวข้องระหว่างสัดส่วนที่คาดไว้ และเป็น nullแทนที่จะเลือกโดย เราใช้ขนาด effect เป็น 0.3 ที่สอดคล้องกับการผลลัพธ์การกำหนดลักษณะของ Dugatkin และ Alfieri (1991), เทคนิคโดยโคเฮน(1988) การทดสอบแบบสองด้านของสัดส่วนค่าไฟฟ้าที่อยู่ในช่วงแรกสุดหาจาก 0.89 ถึง 0.99 โดยขึ้นอยู่กับขนาดตัวอย่างที่ใช้ในการ chi-square ทดสอบ(เช่น n ¼ 29, 1) ¼ 0.95; b n ¼ 61, 1) ¼ 0.99 b); คำนวณเหล่านี้ถูกใช้สมการในซ้ำ (1996) ตามโคเฮน (1988), 0.3 qualifies เป็น effect ใหญ่ขนาดในการวิเคราะห์ชนิดนี้ แม้ มีการเลือกขนาด effect เริ่มต้นของเราตามข้อมูลที่มีอยู่สำหรับกำหนดลักษณะการก่อตัวใน guppies เรายังดำเนินการเพิ่มเติมวิเคราะห์อำนาจ priori ความเข้มข้น มีขนาด 0.15 effect ($ 0.31 < 1) b < 0.72)และ 0.25 (0.73 < 1) b < 0.99) เพื่อรองรับข้อตกลงที่ระบุไว้ในโคเฮน (1988) โดยรวม คำนวณพลังงาน priori ความเหล่านี้บ่งชี้ว่า ตัวอย่างของเราขนาดถูก sufficient เพื่อตรวจสอบว่า guppies นักการการกำหนดลักษณะตามบนดูพรีเดเตอร์ตรวจสอบทดลอง

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

สถิติการวิเคราะห์
การวิเคราะห์ไคสแควร์ได้รับการดำเนินการเกี่ยวกับข้อมูลการตั้งค่าในการศึกษาครั้งนี้และ
การทดสอบสัดส่วนสังเกตกับรูปแบบ null สมมติสุ่ม
ค่า Dugatkin และอัลไฟ Eri (1991) แสดงให้เห็นว่า 80% ของปลาหางนกยูง
ใช้ในการศึกษาของพวกเขาที่ต้องการตรวจสอบว่ามีค่าเฉลี่ยใกล้ชิดกับ
นักล่า, การตั้งดิ ff 0.3 หน่วยความน่าจะเป็นจากรูปแบบของการสุ่ม null
ค่า (50:50) โคเฮน (1988) อธิบายวิธีการสำหรับการประเมินการใช้พลังงานในการทดสอบ
ของสัดส่วนชนิดนี้นั้นทาง e ff ect ขนาดเทียบเท่ากับบาง
ดิ ff การตั้งทางชีวภาพระหว่างสัดส่วนที่คาดว่าและ null.
แทนการเลือกพลเราใช้ขนาด E ff ect 0.3 สอดคล้องกับ
ผลการตั้งค่าของ Dugatkin และอัลไฟ Eri (1991) เทคนิคการสนับสนุนโดยโคเฮน
(1988) การทดสอบสองด้านของสัดส่วนผลค่าไฟฟ้าเบื้องต้นที่อยู่ระหว่าง
0.89-0.99 ทั้งนี้ขึ้นอยู่กับขนาดของกลุ่มตัวอย่างที่ใช้ในการทดสอบไคสแควร์
(เช่น n ¼ 29, 1) ข¼ 0.95; n ¼ 61, 1) ข¼ 0.99); การคำนวณเหล่านี้อยู่บนพื้นฐานของ
สมการในซาร์ (1996) ตามโคเฮน (1988), 0.3 es Fi quali เป็นขนาดใหญ่อี ff ect
ขนาดในประเภทนี้ของการวิเคราะห์ แม้จะมีการเลือกของเราเริ่มต้นอี ff ขนาด ect ขึ้นอยู่กับ
ข้อมูลที่มีอยู่ในการสร้างความพึงพอใจในปลาหางนกยูงเรายังดำเนินการอื่น ๆ
ที่เข้มงวดพลังงานเบื้องต้นการวิเคราะห์ที่มีขนาดอี ff ect 0.15 (0.31 <1) ข <0.72)
0.25 (0.73 <1) ข <0.99) เพื่อรองรับการประชุมที่อธิบายไว้ใน
โคเฮน (1988) โดยรวมทั้งการคำนวณพลังงานเบื้องต้นระบุว่าตัวอย่างของเรา
มีขนาดเพียงพอ su FFI การตรวจสอบว่าผู้สังเกตการณ์ปลาหางนกยูงค่ารูปแบบขึ้นอยู่
กับการเฝ้าดูการทดลองการตรวจสอบนักล่า

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

การวิเคราะห์สถิติไคสแควร์การวิเคราะห์
จำนวนข้อมูลการตั้งค่าทั้งหมดในการศึกษานี้
ทดสอบสังเกตสัดส่วนกับการตั้งค่าแบบสุ่มเดาว่าง

dugatkin &อัลจึงเอริ ( 2534 ) พบว่า 80% ของปลาหางนกยูงนะ
ใช้ในการศึกษาที่ต้องการผู้ตรวจสอบที่เฉลี่ยใกล้
Predator , ดิ ff erence 0.3 หน่วยความน่าจะเป็นจากรูปแบบของการสุ่ม
เป็นโมฆะการตั้งค่า ( 50 : 50 ) โคเฮน ( 1988 ) ได้อธิบายถึงวิธีการประเมินอำนาจในการทดสอบ
สัดส่วนของชนิดนี้นั้นff ect และขนาดเทียบเท่าทางชีววิทยาที่เกี่ยวข้อง ดิ ffบ้าง
erence ระหว่างความคาดหวังและสัดส่วน null .
แทนที่จะเลือกโดยพลการ เราใช้ e ff ect ขนาด 0.3 สอดคล้องกับผลลัพธ์ของ
ความชอบ dugatkin &อัลจึงเอริ ( 1991 ) , เทคนิคการสนับสนุนโดยโคเฮน
( 1988 ) การทดสอบสองหางของสัดส่วนระหว่างค่าพลังงานและมีค่าจาก 0.89 ถึง 0.99
ขึ้นอยู่กับขนาดตัวอย่างที่ใช้ในการทดสอบไคสแควร์ ( เช่น n
¼ 29 , 1 ) B ¼ 0.95 ; n ¼ 61 , 1 ) B ¼ 0.99 ) ; การคำนวณเหล่านี้ขึ้นอยู่กับ
สมการในซาร์ ( 2539 ) . ตามที่โคเฮน ( 1988 ) , 0.3 quali จึงเสนอขนาดใหญ่ E ff ect
ขนาดในชนิดเหล่านี้ขององค์ประกอบแม้จะมีการเลือกของเราเริ่มต้น e ff ect ขนาดตามข้อมูลที่มีอยู่ เพื่อสร้างความชอบ
ปลาหางนกยูงนะ เรายังดำเนินการเข้มงวดมากขึ้น
a priori พลังการวิเคราะห์ด้วยอีff ect ขนาด 0.15 ( < < 1 ) b <
) ) และ 0.25 ( 0.73 < 1 ) b < 0.99 ) เพื่อรองรับการประชุมอธิบาย
โคเฮน ( 1988 ) โดยรวม เหล่านี้ระหว่างอำนาจการคำนวณแสดงว่า
ตัวอย่างของเราขนาดเป็นซูffi cient เพื่อตรวจสอบว่ารูปแบบการตั้งค่าตามสังเกตปลาหางนกยูงนะ
ดูการทดลองตรวจสอบนักล่า