NÜFUS İSTATİSTİKLERİ – SPSS Ödevi Yaptırma – SPSS Analizi Yaptırma Fiyatları – SPSS Örnekleri – Ücretli SPSS Analizi Yaptırma – SPSS Analizi Yaptırma Ücretleri

info@akademidelisi.com * 0 (312) 276 75 93 * Her bölümden, Ödev Yazdırma, Proje Yaptırma, Tez Yazdırma, Rapor Yazdırma, Makale Yazdırma, Araştırma Yazdırma, Tez Önerisi Yazdırma talepleriniz için iletişim adreslerini kullanın. Makale YAZDIRMA siteleri, Parayla makale YAZDIRMA, Seo makale fiyatları, Sayfa başı yazı yazma ücreti, İngilizce makale yazdırma, Akademik makale YAZDIRMA, Makale Fiyatları 2022, Makale yazma, Blog Yazdırma, Blog Yazdırmak İstiyorum

NÜFUS İSTATİSTİKLERİ – SPSS Ödevi Yaptırma – SPSS Analizi Yaptırma Fiyatları – SPSS Örnekleri – Ücretli SPSS Analizi Yaptırma – SPSS Analizi Yaptırma Ücretleri

17 Kasım 2021 ismimden türkiye'de kaç tane var tüik TÜİK biruni. TÜİK Giriş TÜİK nüfus verileri Türkiye nüfus sıralaması 2021 Türkiye nüfusu 2021 0
Değişim Oranı – Swot Analizi Ödevi Yaptırma – Swot Analizi Analizi Yaptırma Fiyatları – Swot Analizi Örnekleri – Ücretli Swot Analizi Yaptırma – Swot Analizi Yaptırma Ücretleri

Eğitim Testi

Bir eğitim testinde PV’ler oluşturmak, sonsal dağılımlardan rastgele sayılar çizmekten oluşur. Bu örnek, makul değerlerin bireysel performans olarak kullanılmaması gerektiğini açıkça göstermektedir. Gerçekten de, 0 puan alan bir öğrenci -3, aynı zamanda -1 alabilir. 6 puan alan bir öğrenci 3 alabilir, aynı zamanda 1 de alabilir.

Makul değerleri tanımlamanın en basit yolu, makul değerlerin bir öğrencinin makul bir şekilde sahip olabileceği yeteneklerin aralığının bir temsili olduğunu söylemektir. Bir öğrencinin yeteneğini doğrudan tahmin etmek yerine, öğrencinin yeteneği için bir olasılık dağılımı tahmin edilir. Yani, bir nokta tahmini elde etmek yerine (bir WLE gibi), bir öğrencinin için bir dizi olası değer, bu değerlerin her biri için ilişkili bir olasılıkla tahmin edilir. Makul değerler, bir öğrencinin bu (tahmini) dağılımdan rastgele yapılan çekimlerdir.

Tüm bu metodoloji, süreksiz değişkenler koleksiyonundan (yani test puanı) bir süreklilik oluşturmayı amaçlar. Nispeten az sayıda öğe kullanan bir test yoluyla gözlemlenemeyen bir temel yeteneğin ölçülmesinin bir sonucu olarak ortaya çıkan yanlı çıkarımların önlenmesi amaçlanmıştır.

Son olarak, öğrenci yeteneğinin bireysel bir tahmini de sonsal dağılımlardan türetilebilir. Bu türetilmiş bireysel tahmin, Beklenen A Posteriori tahmincisi (EAP) olarak adlandırılır. Sonsal dağılımlardan bir dizi rastgele değer atamak yerine, sonsal dağılımların ortalaması atanır. Bu nedenle, EAP, belirli bir öğrenci için sonsuz bir dizi makul değerin ortalaması olarak düşünülebilir.

Sonsal dağılım başına yalnızca bir değer atandığından, EAP tahmincisi de süreksiz bir değişkendir.4 Bununla birlikte, EAP tahminleri ve WLE’ler, ilki bir popülasyon dağılımı varsayımı gerektirdiğinden farklılık gösterir, ikincisi için durum böyle değildir. Ayrıca, belirli bir test için herhangi bir ham puan her zaman bir ve yalnızca bir WLE ile ilişkilendirilirken, koşullandırma değişkenleri olarak kullanılan regresörlere bağlı olarak farklı EAP değerleri belirli bir ham puanla ilişkilendirilebilir.

Makul değerlerle çalışmaya alışkın olmayan araştırmacılar, bu belirgin rastgeleleştirmeyi bir belirsizlik kaynağı olarak görebilirler. Nüfus istatistiklerinin tahmini yoluyla farklı Rasch yeteneği tahmin edici türlerinin (WLE, EAP ve PV’ler) karşılaştırılması bu algının üstesinden gelecektir. Her ne kadar PISA 2003 veritabanı yalnızca PV’leri içerir, karşılaştırma, veri analistleri öğrenci başına bir puan değeri elde etmek için öğrenci seviyelerindeki makul değerlerin ortalamasını aldığında ortaya çıkan yanlılıkları göstermek için EAP tahminlerini içerecektir.


ismimden türkiye’de kaç tane var tüik
TÜİK nüfus verileri
TÜİK Giriş
Türkiye nüfusu 2021
Türkiye nüfusu 2020
TÜİK ankete Giriş
Türkiye nüfus sıralaması 2021
TÜİK biruni.


BAZI NÜFUS İSTATİSTİKLERİNİN TAHMİNİ İÇİN SONRAKİ TAHMİNLERİN VE

PVS’NİN SICAK OLASILIK TAHMİNLERİNİN ETKİNLİĞİNİN KARŞILAŞTIRILMASI

Gerçek veriler üzerinde farklı öğrenci yetenek tahmin edicileri arasında bir karşılaştırma yapılabilir. Böyle bir karşılaştırma farklılıkları özetleyecek, ancak belirli bir nüfus istatistiği için en iyi tahmin edicileri tanımlamayacaktır. Bunu göstermek için bir simülasyon kullanılabilir.

Simülasyon üç ana adımdan oluşur:

• Öğrenci yeteneklerini temsil eden sürekli bir değişkeni (ör. gizli değişken olarak gösterilir), bazı arka plan değişkenlerini (cinsiyet ve sosyal geçmişin bir indeksi dahil), HISEI ile ifade edilir ve kodlanmış madde yanıtlarının bir modelini içeren bir veri setinin oluşturulması Yanlış cevap için 0 ve doğru cevap için 1 Aşağıda sunulan sonuçlar, 15 maddelik hayali bir teste dayanmaktadır.
• Öğrenci yetenek tahmincisinin, özellikle WLE’lerin, EAP tahminlerinin ve PV’lerin hesaplanması.
• Öğrenci yeteneği (ör. gizli değişken) ve farklı öğrenci yetenek tahmincileri kullanılarak bazı popülasyon parametrelerinin tahmini.

Şunlar için bir karşılaştırma yapılacaktır:

– Ortalama, varyans ve yüzdelikler;
– Korelasyon; ve
– Okullar arası ve okul içi varyans.

Veri seti, okul başına 35 öğrenci olmak üzere 150 okulda dağıtılan 5 250 öğrenciyi içermektedir. Tablo 5.1, Rasch öğrenci yetenekleri tahmin edicilerinin içe aktarılmasından önce simüle edilmiş veri kümesinin yapısını sunar.

Tablo 5.2, gizli değişkenin, WLE’lerin, beş PV’nin ve EAP tahminlerinin ortalamasını ve varyansını sunar. Beş PV’nin ortalamasının ortalaması da dahildir.

Tablo 5.2, kullanılan gizli değişkenin türünden (WLE’ler, EAP tahminleri veya PV’ler) bağımsız olarak popülasyon ortalamasının (yani gizli değişken tahmininin) iyi bir tahmininin elde edildiğini göstermektedir. Tahminlerin hiçbirinin beklenen ortalamadan, yani bu özel durumda 0,00’den önemli ölçüde farklı olmadığı deneysel olarak gösterilebilir.

Ayrıca, test iyi hedeflenmişse, yani Rasch ölçeğinde madde güçlüklerinin ortalaması 0 civarındaysa, WLE’lerin ortalamasının yanlı olmayacağı da gösterilebilir. Yani, iyi hedeflenmiş bir testte öğrenciler yaklaşık yüzde 50 doğru cevaptan oluşan bir ham puan alacaktır. Test çok kolaysa, WLE’lerin ortalaması küçümsenecek (buna tavan etkisi denir), çok zorsa WLE’lerin ortalaması olduğundan fazla tahmin edilecektir (buna taban etkisi denir).

Bu son sonuçlar, PISA 2000 veri tabanında sağlanan WLE’lerin ortalamasının, özellikle OECD üyesi olmayan ülkeler için neden makul değerlerin ortalamasından farklı olduğunu açıklamaktadır. Okuma yansıtma ölçeği için, Kanada için WLE’ler ve PV’ler kullanılarak elde edilen ortalamalar sırasıyla 538.4 ve 542.5’tir (yani çok yakın).

Buna karşılık, Peru için WLE’ler ve PV’ler kullanılarak elde edilen ortalamalar sırasıyla 352.2 ve 322.7’dir, bu da yaklaşık 0,3 standart sapma farkıdır. Test iyi hedeflenmemişse, ortalamayı tahmin etmek için WLE’ler kullanıldığında önyargı vardır. Bu karşılaştırma, yalnızca öğrenci performansını makul değerlerle bildirdiği için PISA 2003 veritabanında gerçekleştirilemez.

Popülasyon varyansı için Tablo 5.2, PV’lerin beklenen değere en yakın tahminleri verdiğini, WLE’lerin ise fazla tahmin ettiğini ve EAP’nin olduğundan düşük tahmin ettiğini göstermektedir. Bu sonuçlar diğer simülasyon çalışmaları ile uyumludur.

Tablo 5.3, farklı yetenek tahmincileri üzerinde hesaplanan bazı yüzdelikleri sunar. Örneğin, makul değerler kullanılarak hesaplanan varyans sapmalı olmadığından, PV’lere dayalı yüzdelikler de sapmasızdır. Ancak, EAP tahminleri ve WLE varyansları taraflı olduğundan, yüzdelikler ve özellikle aşırı yüzdelikler de taraflı olacaktır. Bu sonuçlar, daha önce bahsedilen diğer simülasyon çalışmaları ile tutarlıdır.

Tablo 5.4, sosyal arka plan indeksi (HISEI), cinsiyet ve gizil değişkenler ile öğrencilerin yeteneklerinin farklı tahmin edicileri arasındaki ilişkiyi göstermektedir. WLE’ler ile korelasyon katsayılarının her ikisi de hafife alınırken, EAP tahminleri ile korelasyon katsayıları fazla tahmin edilir. Yalnızca makul değerlere sahip korelasyon katsayıları yansızdır.

 

Bir cevap yazın

E-posta hesabınız yayımlanmayacak. Gerekli alanlar * ile işaretlenmişlerdir