2.3.1. Thống kê số liệu nhân trắc
Số liệu thu được sau khi tiến hành đo ta tiến hành nhập vào máy tính trên phần mền Excel. Để tránh nhẫm lẫn và hạn chế sai sĩt, các số liệu được nhập vào theo từng phiếu đo, bàn đo. Các thơng tin về tên lớp, thời gian đo, tên HS được ghi lại theo đúng phiếu đo. Số liệu này được lưu làm file “Số liệu gốc”.
2.3.2. Loại sai số thơ
Sai số thơ là sai số xảy ra trong quá trình đo, ghi nhầm hoặc cĩ những quá trình nhập liệu vào phần mềm Excel tạo ra các số liệu bất thường quá lớn cơ thể hoặc quá bé so với tập hợp số liệu, hoặc nhầm lẫn giữa dấu “.” Và dấu “,” trong Excel.
Để loại sai số thơ bất thường ta tiến hành rà sốt các số liệu trong phiếu đo. Nếu thấy số liệu bất thường ta phải loại bỏ ngay mẫu đo đĩ trước khi tiến hành xử lý số liệu.
2.3.3. Lập bảng tổng hợp các số đo
Sau khi đã loại bỏ được sai số thơ, ta tiến hành gộp số liệu đo hai trường lại với nhau theo các độ tuổi, lưu file dữ liệu tổng hợp của hai trường làm file “tổng hợp số liệu gốc”.
Hình 2.7. Giao diện màn hình file “ Tổng hợp số liệu gốc”
2.3.4. Tính tốn các đặc trƣng thống kê
Phần mềm SPSS tính tốn số liệu theo hàng dọc trong khi số liệu nhập vào của chúng ta lại theo hàng ngang do đĩ trước khi tính tốn ta phải chuyển số liệu từ hàng ngang sang hàng dọc trên phần mềm Excel.
Hình 2.8: Giao diện SPSS khi nhập xong số liệu
Sau khi nhập xong số liệu ta vào Analyze Descriptive Statistics Frequencies trên SPSS.
Hình 2.9: Giao diện SPSS thao tác đến lệnh Frequencies
Phần mềm sẽ hiện ra bảng Frequencies:
Hình 2.10: Hình SPSS Frequencies
Ta chuyển tất cả số liệu sang bên Variable s : Sau đĩ tích vào Statistics…sẽ được bảng Frequencies Statistics.
Hình 2.11: Hình SPSS Frequencies Statistics
Trên bảng ta chọn những phần cần tính tốn cụ thể như: + Median: Số trung bình cộng (M)
+ Minimum: Số nhỏ nhất (Min) + Maximum: Số lớn nhất (Max) + Mean: Số trung vị (Me) + Mode: Số trội (Mo)
+ Std. deviation: Độ lệch chuẩn σ + Skewness :Hệ số bất đối xứng ([SK]) + Kurtosis: Hệ số nhọn ([KU])
Hình 2.12.Các kết quả đặc trưng thống kê trên SPSS
Như vậy phần mềm SPSS đã tính tốn cho chúng ta hầu hết các cơng thức tính một cách chính xác.
2.3.5. Loại số lạc
Số lạc được coi là những giá trị hoặc quá lớn hoặc quá bé so với các giá trị cịn lại của tập hợp các kết quả đo, cĩ xác suất xuất hiện rất thấp nhưng ảnh hưởng đến tính chính xác của kết quả nghiên cứu. Do đĩ các phiếu đo cĩ chứa số lạc cần phải được loại bỏ ngay.
Khi xi ≤ M–3.σ hoặc xi ≥ M+3.σ sẽ bị coi là số lạc với mức tin cậy 99,73% nếu đại lượng thuộc phân bố chuẩn.
- Nếu bảng số liệu khơng cĩ số lạc thì tiếp tục thực hiện việc xử lý số liệu. - Nếu phát hiện số lạc cần loại bỏ ngay những phiếu chứa số lạc đĩ và thực hiện lại việc tính tốn các đặc trưng thống kê cơ bản để đảm bảo tính chính xác cho kết quả nghiên cứu.
2.3.6. Tính tƣơng quan giữa các kích thƣớc
Hệ số tương quan đơn r peason Correlation Coefficient dùng để lượng hố mối quan hệ tuyến tính giữa 2 biến định lượng x, y. Trị tuyệt đối của r cho biết mức độ chặt chẽ của mối liên hệ tuyến tính. Giá trị r dần đến 1 khi hai biến cĩ mối
tương quan tuyến tính chặt chẽ.
Khi r > 0 thì đường thẳng tuyến tính dốc lên. Khi r < 0 thì đường thẳng tuyến tính dốc xuống.
Cơng thức tính r:
Trong đĩ: xi : là trị số của đại lượng x
yi : là trị số của đại lượng y
xx: là số trung bình cộng của x
yy: là số trung bình cộng của y
Mức độ tương quan giữa x và y:
- |r| = 0: khơng cĩ sự tương quan giữa x, y. - |r| = 1: x, y tương quan hồn tồn chặt chẽ. - r < 0,5: mức độ tương quan ít
- r từ 0,5 0,7: Mức độ tương quan trung bình - r > 0,7: Mức độ tương quan chặt chẽ
Trong tính tương quan ta cĩ 2 dạng tương quan đĩ là tương quan giữa các kích thước với nhau và tương quan giữa kích thước chủ đạo và từng kích thước cịn lại. Khi sử dụng phần mềm SPSS cho phép tính được tương quan của cả hai loại tương quan trên.
Hình 2.13. Giao diện SPSS thao tác đến lệnh Bivariate.
Hộp thoại Bivariate correlations xuất hiện
Hình 2.14. Hình SPSS Bivariate correlations
Trong hộp Bivariate correlations chọn tất cả các kích thước sang phần Variables sau đĩ nhấn ok sẽ cho kết quả hệ số tương quan của các kích thước.
CHƢƠNG III: KẾT QUẢ NGHIÊN CỨU VÀ BÀN LUẬN 3.1. Xác định kích thƣớc chính của phần trên cơ thể
3.1.1. Kích thƣớc chính của phần trên cơ thể
Trong bảng kích thước đo luận văn đã chọn 42 kích thước để đo và nghiên cứu. Khi kích thước đo càng nhiều, tính khách quan càng cao thì việc nhận xét về đặc điểm cơ thể càng chính xác. Phần trên của cơ thể tơi đã lựa chọn ba kích thước sau là kích thước chính: chiều cao đứng (Ctt), vịng ngực lớn nhất (Vn2) và vịng mơng (Vm) bởi ba kích thước này đáp ứng được những yêu cầu sau:
- Ba kích thước trên là kích thước cĩ ý nghĩa nhất trong dãy thơng số kích thước.
- Chúng cĩ giá trị trung bình là lớn nhất hoặc gần lớn nhất trong các dãy thơng số kích thước.
- Chúng cĩ tương quan chặt chẽ đối với các kích thước khác.
- Là ba thơng số kích thước chính khi thiết kế và lựa chọn các sản phẩm áo. Sau đây tơi tiến hành chứng minh sự lựa chọn ba kích thước trên là hợp lý.
3.1.2. Chứng minh phân phối của ba kích thƣớc chính là phân phối chuẩn 3.1.2.1. Phƣơng pháp chứng minh
Ba kích thước chính được xem là phân phối chuẩn phải thoả mãn các điều kiện sau:
- Giá trị trung bình cộng (M), số trung vị (Me), số trội Mo hơn kém khơng đáng kể. Hệ số bất đối xứng SK, hệ số nhọn KU, giới hạn trên [K] và [S] được xác định thứ tự theo cơng thức ở chương 1.
- 2 tính tốn từ thực nghiệm phải nhỏ hơn 2 giới hạn. Tức là tính được mức khác biệt tin cậy giữa phân phối thực nghiệm và phân phối lý thuyết của hai kích thước chủ đạo. Ta phải kiểm tra xem sự khác biệt giữa chúng tới mức nào và xác định giới hạn khác biệt, để biết khi nào thì sự khác biệt cĩ thể coi là khơng đáng kể, nghĩa là phân phối thực nghiệm cĩ thể coi như đồng nhất với phân phối chuẩn. Để giải quyết
vấn đề trên ta dùng đặc trưng do nhà thống kê học người Anh (Pearson) đưa ra:
(3.1)
- Sau khi tính được chuẩn 2 ta đi tìm tiếp giá trị 2giới hạn tra theo số bậc tự do và xác suất là2( , ) ứng với mức xác suất mà ta đã chọn p= 0.95, hay khơng tra bảng dùng hàm của Excel2( , )= chiinv ( ,) với số bậc tự do
của phân phối trong trường hợp này là = k – 2 vì cĩ hai đặc trưng xác định phân
phối chuẩn là M và , k là số hàng, hay số nhĩm.
- Sau đĩ so sánh nếu2thực nghiệm nhỏ hơn 2giới hạn 2 2( , ) ứng với mức xác suất đã chọn thì cĩ thể coi phân phối thực nghiệm phù hợp với phân phối lý thuyết là phân phối chuẩn.
Bằng phương pháp này, luận văn đã lần lượt chứng minh ba kích thước chính là phân phối chuẩn cho học sinh của từng khối.
3.1.2.2. Chứng minh ba kích thƣớc chính là phân phối chuẩn
* Khối lớp 9
Kết quả tính tốn ba kích thước: chiều cao đứng (Cct), vịng ngực lớn nhất Vn2 và vịng mơng Vm được trình bày trong bảng 3.1.
Bảng 3.1: Đặc trưng thống kê của ba kích thước Cct, Vn2, Vm của học sinh nữ khối 9
Đặc trƣng thống kê Ctt Vn2 Vm Min 150.00 73.00 78.00 Max 162.00 82.00 88.00 M 156.00 77.00 83.00 σ 3.00 2.43 2.69 Me 155.96 77.44 83.43 Mo 156.00 77.00 83.00 [SK] 0.03 -0.02 0.02 [KU] -0.81 -0.87 -0.89 flt flt ftn 2 2 ( )
Chiều cao cơ thể (Ctt)
Dựa vào cơng thức em tính được các giá trị 2. Kết quả tính tốn được thể hiện trong bảng 3.2 và đồ thị hình 3.1.
Bảng 3.2: Bảng tính2thực nghiệm của kích thước Cct học sinh nữ khối 9
Cv% 12.00 9.00 10.00
[S] 0.73 0.73 0.73
[K] 1.42 1.42 1.42
Kết luận |SK|< [S] |SK|< [S] |SK|< [S] |KU| < [K] |KU|<[K] |KU|<[K]
x f(tn) f (lt) f(tn) - f(lt) (ftn - flt)² (ftn - flt)² flt 150 2 1.7943 0.21 0.04 0.02 151 5 3.2661 1.73 3.01 0.92 152 7 5.4021 1.60 2.55 0.47 153 8 7.8796 0.12 0.01 0.00 154 10 10.3125 -0.31 0.10 0.01 155 11 12.1004 -1.10 1.21 0.10 156 12 12.7357 -0.74 0.54 0.04 157 10 12.0206 -2.02 4.08 0.34 158 9 10.1752 -1.18 1.38 0.14 159 8 7.7264 0.27 0.07 0.01 160 7 5.1914 1.81 3.27 0.63 161 5 3.1576 1.84 3.39 1.08 162 2 1.7241 0.28 0.08 0.04 χ² = 3.80
Hình 3.1: Đường cong tần số phân phối lý thuyết và thực nghiệm Cct học sinh nữ khối 9. Kết quả 2 thực nghiệm = 3.80 Xác suất là 2 ( ,v), với v = k – 2 = 13 – 2 = 11 Vậy 2 (0.05,11) = 19.68
Từ những kết quả tính tốn ở trên cho thấy 2
thực nghiệm <2
giới hạn, mức khác biệt tin cậy giữa phân phối thực nghiệm và phân phối lý thuyết của kích thước Cct là khơng đáng kể. Cho phép kết luận kích thước Cct thỏa mãn điều kiện phân phối chuẩn.
Vịng ngực 2 (Vn2)
Dựa vào cơng thức (3.1), luận văn đã tính được các giá trị 2. Kết quả tính tốn được thể hiện trong bảng 3.3 và đồ thị hình 3.2.
Bảng 3.3: Bảng tính 2 thực nghiệm của kích thước Vn2 học sinh khối 9.
x f(tn) f (lt) f(tn) - f(lt) (ftn - flt)² (ftn - flt)² flt 73.00 5 2.9990 2.00 4.00 1.34 74.00 8 5.8167 2.18 4.77 0.82 75.00 10 9.5369 0.46 0.21 0.02 n(h/s) Cct(cm)
Hình 3.2:Đường cong tần số phân phối lý thuyết và thực nghiệm Vn2 học sinh nữ khối 9. Kết quả 2 thực nghiệm = 4.25 Xác suất là 2 ( ,v), với v = k – 2 = 10 – 2 = 8 Vậy 2 (0.05,8) = 15.51
Từ những kết quả tính tốn ở trên cho thấy 2
thực nghiệm <2 giới hạn, 77.00 14 15.4680 -1.47 2.15 0.14 78.00 13 13.3754 -0.38 0.14 0.01 79.00 12 12.8906 -0.89 0.79 0.06 80.00 10 9.1547 0.85 0.71 0.08 81.00 8 5.4936 2.51 6.28 1.14 82.00 4 2.7862 1.21 1.47 0.53 χ² = 4.25 Vn(cm) n (h.s)
mức khác biệt tin cậy giữa phân phối thực nghiệm và phân phối lý thuyết của kích thước Vn2 là khơng đáng kể. Cho phép kết luận kích thước Vn2 thỏa mãn điều kiện phân phối chuẩn.
Vịng mơng (Vm)
Bảng 3.4: Bảng tính 2 thực nghiệm của kích thước Vm học sinh nữ khối 9.
Hình 3.3: Đường cong tần số phân phối lý thuyết và thực nghiệm Vm học sinh nữ khối 9.
x f(tn) f (lt) f(tn) - f(lt) (ftn - flt)² (ftn - flt)² flt 78.00 2 1.8821 0.12 0.01 0.01 79.00 5 3.7216 1.28 1.63 0.44 80.00 8 6.3367 1.66 2.77 0.44 81.00 10 9.4677 0.53 0.28 0.03 82.00 12 12.3354 -0.34 0.11 0.01 83.00 14 14.0147 -0.01 0.00 0.00 84.00 11 13.9115 -2.91 8.48 0.61 85.00 9 12.0649 -3.06 9.39 0.78 86.00 9 9.1261 -0.13 0.02 0.00 87.00 8 5.9382 2.06 4.25 0.72 88.00 8 3.4049 4.60 21.11 6.20 χ² = 9.23 Vm (cm) n (h.s)
Kết quả 2 thực nghiệm = 9.23 Xác suất là 2 ( ,v), với v = k – 2 = 11– 2 = 9 Vậy 2 (0.05,9) = 16.92
Từ những kết quả tính tốn ở trên cho thấy 2
thực nghiệm <2
giới hạn, mức khác biệt tin cậy giữa phân phối thực nghiệm và phân phối lý thuyết của kích thước Vm là khơng đáng kể. Cho phép kết luận kích thước Vm thỏa mãn điều kiện phân phối chuẩn.
Kết luận : Kết quả thu được từ các bảng 3.1 ; 3.2 ; 3.3 ; 3.4 và từ các sơ đồ đường cong tần số phân phối lý thuyết và thực nghiệm của ba kích thước chính Cct, Vn2, Vm học sinh nữ khối 9 là phân phối chuẩn và đảm bảo độ tin cậy.
* Tương quan giữa các kích thước với nhau:
Bảng 3.5: Tương quan giữa các kích thước của học sinh nữ khối 9
Các bảng cịn lại được trình bày ở phụ lục 4.
Cn Kc Xv Cngoi Dtcd Dt Cct Cc7 Cmcv Chc Ccc Cnv Cvb Cch Cct 0.68 0.67 0.72 0.69 0.73 0.75 1.00 0.69 0.55 0.48 0.40 0.50 0.78 0.67 Vn2 0.85 0.84 0.84 0.87 0.93 0.93 0.75 0.81 0.70 0.63 0.63 0.76 0.90 0.87 Vm 0.82 0.80 0.82 0.83 0.90 0.90 0.69 0.72 0.65 0.60 0.64 0.70 0.84 0.87
Cnnt Cnns Cnlm Dv Dvv Dvr Dhcr Dvel Dc7el Rc Rv Rngn Rln Rne Cct 0.55 0.68 0.61 0.48 0.53 0.63 0.65 0.64 0.70 0.41 0.52 0.32 0.56 0.61 Vn2 0.72 0.75 0.81 0.63 0.71 0.75 0.77 0.83 0.84 0.46 0.67 0.40 0.75 0.65 Vm 0.67 0.72 0.75 0.63 0.68 0.74 0.74 0.76 0.82 0.47 0.65 0.39 0.71 0.63 Rnh Dc Dl De Dm Vc Vn1 Vn2 Vn3 Ve Vm Va Vbt Vkt Cct 0.49 0.54 0.65 0.68 0.70 0.56 0.72 0.75 0.61 0.66 0.69 0.74 0.64 0.68 Vn2 0.62 0.61 0.88 0.85 0.87 0.75 0.96 1.00 0.77 0.87 0.89 0.88 0.76 0.86 Vm 0.56 0.59 0.83 0.80 0.84 0.73 0.86 0.89 0.78 0.82 1.00 0.84 0.69 0.81
Hv: Nguyễn Thị Diễm Châu Chuyên ngành : CNVL Dệt May 2013 -2015
* Khối lớp 8
Kết quả tính tốn ba kích thước: chiều cao đứng (Cct), vịng ngực lớn nhất Vn2 và vịng mơng Vm được trình bày trong bảng 3.6.
Bảng 3.6: Đặc thống kê của ba kích thước Cct, Vn2, Vm học sinh khối 8
Chiều cao cơ thể (Ctt)
Dựa vào cơng thức em tính được các giá trị 2 . Kết quả tính tốn được thể hiện
trong bảng 3.7 và đồ thị hình 3.4.
Bảng 3.7: Bảng tính 2 thực nghiệm của kích thước Cct học sinh nữ khối 8.
Đặc trƣng thống kê Ctt Vn2 Vm Min 148.00 71.00 77.00 Max 160.00 81.00 87.00 M 153.97 76.08 82.09 σ 2.86 2.55 2.63 Me 154.00 76.00 83.43 Mo 154.00 76.00 83.00 [SK] 0.02 -0.04 0.01 [KU] -0.62 -0.77 -0.87 Cv% 12.00 10.00 10.00 [S] 0.73 0.73 0.73 [K] 1.42 1.42 1.42 Kết luận |SK|< [S] |SK|< [S] |SK|< [S] |KU| < [K] |KU|<[K] |KU|<[K]
x f(tn) f (lt) f(tn) - f(lt) (ftn - flt)² (ftn - flt)² flt 148.00 2 1.5378 0.46 0.21 0.14 149.00 4 2.9919 1.01 1.02 0.34 150.00 6 5.1596 0.84 0.71 0.14 151.00 8 7.8634 0.14 0.02 0.00 152.00 10 10.5337 -0.53 0.28 0.03 153.00 12 12.6143 -0.61 0.38 0.03 154.00 13 13.3648 -0.36 0.13 0.01 155.00 12 12.5707 -0.57 0.33 0.03 156.00 9 10.4633 -1.46 2.14 0.20 157.00 8 7.7026 0.30 0.09 0.01 158.00 6 5.0156 0.98 0.97 0.19 159.00 4 2.8914 1.11 1.23 0.43 160.00 2 1.4742 0.53 0.28 0.19
Hình 3.4: Đường cong tần số phân phối lý thuyết và thực nghiệm Cct học sinh nữ khối 8 Kết quả 2 thực nghiệm = 1.73 Xác suất là 2 ( ,v), với v = k – 2 = 13– 2 = 11 Vậy 2 (0.05,11) = 19.68 Vậy, 2 thực nghiệm <2
giới hạn mức khác biệt tin cậy giữa phân phối thực nghiệm và phân phối lý thuyết của kích thước Cct là khơng đáng kể. Như vậy kích thước Cct thỏa mãn điều kiện phân phối chuẩn.
Vịng ngực 2 (Vn2)
Bảng 3.8: Bảng tính 2 thực nghiệm của kích thước Vn2 học sinh khối 8.
x f(tn) f (lt) f(tn) - f(lt) (ftn - flt)² (ftn - flt)² flt 71.00 3 2.0717 0.93 0.86 0.42