Přístupy k vědeckému poznání jazyka Přednáška 1 Mojmír Dočekal 2023-12-14 Experimentální lingvistika 2 revoluce ■ ve formální lingvistice od druhé poloviny 20. století 2 revoluce: **** i i / ..g >-v ■— \i f C* / \ / \/ / i J \ J J the whole goal of science is to replace complex visibles by simple invisibles. That is science. If you are not doing that, then it is something else, it is data organization, flower collection. Sometimes the latter is useful, but it should not be confused with science. If it is science, since Galileo, it is an effort to satisfy Galileo's maxim: nature is simple. If we have not figured it out, it is our problem. 2 2 revoluce ■ ve formální lingvistice od druhé poloviny 20. století 2 revoluce: 1. Chomsky (1957): kognitivní a formální přístup k syntaxi: the whole goal of science is to replace complex visibles by simple invisibles. That is science. If you are not doing that, then it is something else, it is data organization, flower collection. Sometimes the latter is useful, but it should not be confused with science. If it is science, since Galileo, it is an effort to satisfy Galileo's maxim: nature is simple. If we have not figured it out, it is our problem. 2 90.léta: experimentální obrat v lingvistice (klasick učebnice: Baayen (2008), Kruschke (2011)) a. Já jsem nepřišel. b. *Já nejsem přišel. 90.léta: experimentální obrat v lingvistice (klasick učebnice: Baayen (2008), Kruschke (2011)) V / ■ V , V I O I v ■ , v ■ v / mozna jeste důležitější a. Já jsem nepřišel. b. *Já nejsem přišel. 90.léta: experimentální obrat v lingvistice (klasické učebnice: Baayen (2008), Kruschke (2011)) mozna jeste důležitější analýza velkého množství dat (ať už uložených: korpusy, nebo experimentálně získaných) +J J 1 1 l> I \ 1« I X^ I X J Vwl J W I I J I ^™ V*^ I I ■ a. Já jsem nepřišel. b. *Já nejsem přišel. 90.léta: experimentální obrat v lingvistice (klasické učebnice: Baayen (2008), Kruschke (2011)) V / ■ V , V I O I v ■ , v ■ v / mozna jeste důležitější analýza velkého množství dat (ať už uložených: korpusy, nebo experimentálně získaných) dost často jde o subtilnější a více variovaná data než v syntaxi dříve: a. Já jsem nepřišel. b. *Já nejsem přišel. 90.léta: experimentální obrat v lingvistice (klasické učebnice: Baayen (2008), Kruschke (2011)) V / ■ V , V I O I v ■ , v ■ v / mozna jeste důležitější analýza velkého množství dat (ať už uložených: korpusy, nebo experimentálně získaných) dost často jde o subtilnější a více variovaná data než v syntaxi dříve: syntaktický a jasný rozdíl: a. Já jsem nepřišel. b. *Já nejsem přišel. názorný příklad (z N ESC) ■ názorný příklad (z NESČ): ■ neutralizace časových a aspektuálních rozdílů v negovaných větách přiklad z lazyka dbtuz (i\amerunj X I XI V X. X ř" I ■ I x mizí rozdíl mezi přítomným perfektem a nedávnou I . X XI V . X I 4 ■ názorný příklad (z NESČ): ■ neutralizace časových a aspektuálních rozdílů v negovaných větách ■ příklad z jazyka bafut (Kamerun) I . / / I V , X I minulosti v negovaných vetach 4 názorný příklad (z NESČ): neutralizace časových a aspektuálních rozdílů v negovaných větách příklad z jazyka bafut (Kamerun) mizí rozdíl mezi přítomným perfektem a nedávnou minulostí v negovaných větách (2) a. mbir) lôó déšť padal 'Pršelo/Měli jsme deštivo.' b. mbir) lóó me' déšť padal IMPST 'Pršelo/Právě pršelo.' c. káá mbir) si loó NEG déšť NEG padal 'Nepršelo.' neutralizace aspektového rozdílu: pod negací musíme použít default (časový nebo aspektový) ■ podobně pro češtinu se tvrdí, že (Hajičová z NESČ): O souhře č. slovesné n. a vidu se zpravidla říká, že dok. sloveso v imper. má ve své základní funkci (zákaz, záporná rada aj.) jako přímý záporný protějšek sloveso nedok.: Sedni si dopředu! - Nesedej si dopředu! Jde však o jev širší, protože obdobně se chová i sloveso durativní ve vztahu k iterativnímu: Jeďte zítra do Pardubic! - Nejezděte zítra do Pardubic! Kromě toho nejde jen o imper., ale i o různé významově příbuzné vazby: Měli byste jet do Pardubic - Neměli byste jezdit do Pardubic;Rád by jel do Pardubic - Nerad by jezdil do Pardubic. Hranice tohoto jevu dosud nebyly s plnou soustavností prostudovány (viz přehled popisů v Karlík and Nůbler (1998)), podobně jako není jasné, do jaké míry platí o užití imper. ve smyslu varování (výstrahy), že takové variaci nepodléhá. Jistě to platí např. o Nesedni si na klobouk!, ale není to docela jasné u ostatních příkladů n. u vět jim podobných. 6 pokud chceme popsat takové jevy, tak musíme pracovat nejen s intuicí (signál a šum: pokud chceme popsat takové jevy, tak musíme pracovat nejen s intuicí a používat nástroje pro práci s nejednoznačnými daty (signál a šum: https: //en. wikipedia.org/wiki/The_Signal_and_the_Noise) V/l I I I ■ , I, ■ , , ■ ^v I I I f v XI I I o ■ pokud chceme popsat takové jevy, tak musíme pracovat nejen s intuicí ■ a používat nástroje pro práci s nejednoznačnými daty (signál a šum: https: //en. wikipedia.org/wiki/The_Signal_and_the_Noise) ■ příklad z historie: Galton a jeho studie o dědičnosti výšky I I / ■ , ■, ■ v ■ / I I I , l ■ v/l I I o protipříkladu pokud chceme popsat takové jevy, tak musíme pracovat nejen s intuicí a používat nástroje pro práci s nejednoznačnými daty (signál a šum: https: //en. wikipedia.org/wiki/The_Signal_and_the_Noise) příklad z historie: Galton a jeho studie o dědičnosti výšky podobný vzor: intuitivně jasná korelace, ale spousta protipříkladů Francis Galton cestovatel, antropolog, eugenik i ■ . ■ * i i ■ i ■ i / (3) Známe-li výšku rodičů, lze předpovědět výšku jejich dětí? 9 cestovatel, antropolog, eugenik ■ základy deskriptívni statistiky (medián - vox populi) inferenční statistiky (lineární regrese) Známe-li výšku rodičů, lze předpovědět výšku jejich dětí? cestovatel, antropolog, eugenik ■ základy deskriptívni statistiky (medián - vox popul inferenční statistiky (lineární regrese) ■ také meteorolog, statistik (efektivita modliteb) a poměřovatel krásy žen v různých částech Anglie viktoriánskv učenec s vášní pro data Známe-li výšku rodičů, lze předpovědět výšku jej i dětí? cestovatel, antropolog, eugenik ■ základy deskriptívni statistiky (medián - vox populi) inferenční statistiky (lineární regrese) ■ také meteorolog, statistik (efektivita modliteb) a poměřovatel krásy žen v různých částech Anglie viktoriánský učenec s vášní pro data Známe-li výšku rodičů, lze předpovědět výšku jejich dětí? cestovatel, antropolog, eugenik ■ základy deskriptívni statistiky (medián - vox populi) inferenční statistiky (lineární regrese) ■ také meteorolog, statistik (efektivita modliteb) a poměřovatel krásy žen v různých částech Anglie viktoriánský učenec s vášní pro data bratranec Charlese Darwina Známe-li výšku rodičů, lze předpovědět výšku jejich dětí? cestovatel, antropolog, eugenik ■ základy deskriptívni statistiky (medián - vox populi) inferenční statistiky (lineární regrese) ■ také meteorolog, statistik (efektivita modliteb) a poměřovatel krásy žen v různých částech Anglie viktoriánský učenec s vášní pro data bratranec Charlese Darwina výzkumná otázka: Známe-li výšku rodičů, lze předpovědět výšku jejich dětí? výzkumná otázka se ve statistice vždy (v klasické frekventistické analýze) staví proti nulové hypotéze: Mezi výškou rodičů a výškou dětí není žádný vztah. výzkumná otázka se ve statistice vždy (v klasické frekventistické analýze) staví proti nulové hypotéze: Mezi výškou rodičů a výškou dětí není žádný vztah. Galton: shromáždil data o cca 400 rodičích a jejich 400 dcerách a synech databáze V X O V / V I v o v r r\ _ /r o__I _ .1.. .\ í v 11 databáze 1 palec = 2.54 cm \z / o ✓ v i vo i ✓ ■ C^.C\ _ i _ ° (~ r\ i— CA J" / ť~* l-L- v I \ ■ i x x i—\ —r- / ^ ^tpit i i c kp ~7 nrPí ř^o\/Pi n i ~7 r\ v or^ I Prím ( /\ i / \ V / / • I i—\ / V I X . . I \/ / / i X V X \ 11 databáze 1 palec = 2.54 cm dnešní průměrná výška mužů a žen v UK je 69 a 63 palců (vs. 69.5 a 64 medián v Galtonově vzorku) aořed deskriotivní statistika ' i i ' i ■ i / v V X X . ■ XV/ 11 ■ databáze ■ 1 palec = 2.54 cm ■ dnešní průměrná výška mužů a žen v UK je 69 a 63 palců (vs. 69.5 a 64 medián v Galtonově vzorku) ■ dál statistické zpracování z R Core Team (2021) níí^ Pni ip \/\/^Tiin i \7\~7\i\(7\ r\ í \/ Cp^kp m^n TPrrnmn ncrip qp 11 ■ databáze ■ 1 palec = 2.54 cm ■ dnešní průměrná výška mužů a žen v UK je 69 a 63 palců (vs. 69.5 a 64 medián v Galtonově vzorku) ■ dál statistické zpracování z R Core Team (2021) ■ napřed deskriptívni statistika níí^ Pni ip \/\/^Tiin i \7\~7\i\(7\ r\ í \/ rpQkp m^n TPľminn ncrip qp 11 ■ databáze ■ 1 palec = 2.54 cm ■ dnešní průměrná výška mužů a žen v UK je 69 a 63 palců (vs. 69.5 a 64 medián v Galtonově vzorku) ■ dál statistické zpracování z R Core Team (2021) ■ napřed deskriptívni statistika ■ následuje výstup z jazyka R (v české mat. terminologie se používá desetinná čárka) ## [1] "Fathers: počet záznamů, deskriptivní stat." ## [1] "standard deviation (směrodatná odchylka)" ## [1] 197 ## Min. 1st Qu. Median Mean 3rd Qu. Max. ## 62.00 68.00 69.50 69.35 71.00 78.50 ## [1] 2.622034 ## [1] "Mothers" ## [1] 197 ## Min. 1st Qu. Median Mean 3rd Qu. Max. ## 58.00 62.70 64.00 63.98 65.50 70.50 ## [1] 2.355607 ## [1] "Sons" ## [1] 465 ## Min. 1st Qu. Median Mean 3rd Qu. Max. ## 60.00 67.50 69.20 69.23 71.00 79.00 ## [1] 2.631594 ## [1] "Daughters" ## [1] 433 ## Min. 1st Qu. Median Mean 3rd Qu. Max. ## 56.00 62.50 64.00 64.11 65.50 70.50 ## [1] 2.37032 ■ quantile: česky dolní kvantil, medián, horní kvantil ■ důležité termíny: mean (průměr) vs. median (medián) s m e r^) q a "c n a ^)Qcn^^iKa x <- c(2,4,8,10,100) mean(x) ## [1] 24.8 median(x) ## [1] 8 sd(x) ## [1] 42.15685 y <- c(2,4,8,10) sd(y) ## [1] 3.651484 14 ■ důležité termíny: mean (průměr) vs. median (medián) ■ směrodatná odchylka x <- c(2,4,8,10,100) mean(x) ## [1] 24.8 median(x) ## [1] 8 sd(x) ## [1] 42.15685 y <- c(2,4,8,10) sd(y) ## [1] 3.651484 14 ## [1] "Boxplot (krabicový graf)" o o o 00 o CD O O C\J obvyklé grafické znázornění: tzv. boxplot nebo scatter plot (korelační diagram) obvyklé grafické znázornění: tzv. boxplot nebo scatter plot (korelační diagram) deskriptívni statistika 80- 75- 70- > 65- name ^3 galton.Father ^3 galton.Height 60- 55- =~ =~ galton.Father galton.Height name 17 ■ následující slide: tzv. scatter-plot graf výšky otců (x) oproti výšce synů (y) ji. c ■___11_ _ Ij____ /oni n\ 18 následující slide: tzv. scatter-plot graf výšky otců (x) oproti výšce synů (y) přidaný jitter pro odlišení stejných hodnot X V ✓ I \ I ■ V -> /'oni c\\ následující slide: tzv. scatter-plot graf výšky otců (x) oproti výšce synů (y) přidaný jitter pro odlišení stejných hodnot přerušovaná čára: výška otce = výška syna I X V X I X r ■ , / -i v x \ XIX i i ■ V X I následující slide: tzv. scatter-plot graf výšky otců (x) oproti výšce synů (y) přidaný jitter pro odlišení stejných hodnot přerušovaná čára: výška otce = výška syna tlustá čára (regresní přímka): lineární regrese, tzv. best fit (nejlepší aproximace?) ■ I ' I ' I I I'! j_I I II" v ' následující slide: tzv. scatter-plot graf výšky otců (x) oproti výšce synů (y) přidaný jitter pro odlišení stejných hodnot přerušovaná čára: výška otce = výška syna tlustá čára (regresní přímka): lineární regrese, tzv. best fit (nejlepší aproximace?) reziduálni chyba: vzdálenost bodu od lineárně regresní přímky li O ■ li i ■ ŕ r\ r\ ~t r\\ následující slide: tzv. scatter-plot graf výšky otců (x) oproti výšce synů (y) přidaný jitter pro odlišení stejných hodnot přerušovaná čára: výška otce = výška syna tlustá čára (regresní přímka): lineární regrese, tzv. best fit (nejlepší aproximace?) reziduálni chyba: vzdálenost bodu od lineárně regresní přímky podle Spiegelhalter (2019) ■ moderní interpretace pomocí tzv. lineárního modelu: zstimate (odhad): jak se zmeni vysKa syna, vzrosie-n exD anatorv (vvsvetluiící.) proměnna (vysKa otce) o i t-value: stejné jako Studentův t-test: jak daleko je 20 moderní interpretace pomocí tzv. lineárního modelu: Estimate (odhad): jak se změní výška syna, vzroste-li explanatory (vysvětlující?) proměnná (výška otce) o 1 (palec), plus intercept (průsečík) ✓ ■li ■ / / ■ f i ■ * / f 20 moderní interpretace pomocí tzv. lineárního modelu: Estimate (odhad): jak se změní výška syna, vzroste-li explanatory (vysvětlující?) proměnná (výška otce) o 1 (palec), plus intercept (průsečík) t-value: stejné jako Studentův t-test: jak daleko je estimate od 0 měřeno standardními chybami (více než abs. 2 - statisticky signifikantní (významný) efekt) I ■ IV II , i x i . / moderní interpretace pomocí tzv. lineárního modelu: Estimate (odhad): jak se změní výška syna, vzroste-li explanatory (vysvětlující?) proměnná (výška otce) o 1 (palec), plus intercept (průsečík) t-value: stejné jako Studentův t-test: jak daleko je estimate od 0 měřeno standardními chybami (více než abs. 2 - statisticky signifikantní (významný) efekt) p-hodnota: pravděpodobnost nulové hypotézy ## ## Call: ## Im(formula = Son ~ Fathers) ## ## Residuals: ## Min 1Q Median 3Q Max ## -9.3774 -1.4968 0.0181 1.6375 9.3987 ## ## Coefficients: ## Estimate Std. Error t value Pr(>|t|) ## (Intercept) 38.25891 3.38663 11.30 <2e-16 *** ## Fathers 0.44775 0.04894 9.15 <2e-16 *** ## — ## Signif. codes: 0 ***** 0.001 **** 0.01 *** 0.05 *.* 0.1 ## ## Residual standard error: 2.424 on 463 degrees of freedom ## Multiple R-squared: 0.1531, Adjusted R-squared: 0.1513 ## F-statistic: 83.72 on 1 and 463 DF, p-value: < 2.2e-16 to už je inferenční (úsudková) statistika (induktivní úsudek ze vzorku na populaci) V VJ_J_J_ J |o / I XV X I \ I vx lingvistice: to už je inferenční (úsudková) statistika (induktivní úsudek ze vzorku na populaci) přesně tento typ modelů (ale smíšených) pak využíváme v lingvistice: Michaela Hulmanová: Asymmetry of cumulative readings with distributive conjunctions: an experimental study ilustrace inferenční statistiky MDI <- 194/2.54 over_median <- MDI over_median ## [1] 6.877953 MDII <- 69.2 + over_median*0.45 MDII ## [1] 72.29508 metric <- MDII*2.54 metric -69.5 ## [1] 183.6295 ■ ilustrace inferenční statistiky ■ https: //www.britannica.com/topic/regression-to-the-mean seriozní analýza by musela vzít v uvanu cesKa data. MDI <- 194/2.54 over_median <- MDI - 69.5 over_median ## [1] 6.877953 MDII <- 69.2 + over_median*0.45 MDII ## [1] 72.29508 metric <- MDII*2.54 metric ## [1] 183.6295 23 ■ ilustrace inferenční statistiky ■ https: //www.britannica.com/topic/regression-to-the-mean ■ seriózní analýza by musela vzít v úvahu česká data: http: //www.szu.cz/uploads/documents/obi/CAV/6.CAV _2_Dlouhodobe_zmeny_rustu.pdf MDI <- 194/2.54 over_median <- MDI - 69.5 over_median ## [1] 6.877953 MDII <- 69.2 + over_median*0.45 MDII ## [1] 72.29508 metric <- MDII*2.54 metric ## [1] 183.6295 Zpět k lingvistice ■ příklad s neutralizací aspektu v negovaných imperativních větách ' i / i _, / / j- \ (5) V českých imperativech dochází u negovaných sloves k neutralizaci vidového rozdílu (sloveso je použito v defaultním, tj. imperfektivním vidu). (6) Negace nemá vliv na neutralizaci vidového rozdílu. Zpět k lingvistice ■ příklad s neutralizací aspektu v negovaných imperativních větách ■ výzkumná hypotéza v (5) (5) V českých imperativech dochází u negovaných sloves k neutralizaci vidového rozdílu (sloveso je použito v defaultním, tj. imperfektivním vidu). Negace nemá vliv na neutralizaci vidového rozdílu. Zpět k lingvistice ■ příklad s neutralizací aspektu v negovaných imperativních větách ■ výzkumná hypotéza v (5) ■ oproti tomu nulová hypotéza v (6): V českých imperativech dochází u negovaných sloves k neutralizaci vidového rozdílu (sloveso je použito v defaultním, tj. imperfektivním vidu). Negace nemá vliv na neutralizaci vidového rozdílu. Zpět k lingvistice ■ příklad s neutralizací aspektu v negovaných imperativních větách ■ výzkumná hypotéza v (5) ■ oproti tomu nulová hypotéza v (6): V českých imperativech dochází u negovaných sloves k neutralizaci vidového rozdílu (sloveso je použito v defaultním, tj. imperfektivním vidu). Negace nemá vliv na neutralizaci vidového rozdílu. ■ první krok: data 24 pro tento typ dat je vhodný Český národní korpu ■ pro tento typ dat je vhodný Český národní korpus ■ hledání slov, frází: 25 pro tento typ dat je vhodný Český národní korp hledání slov, frází: kernel ■ pro tento typ dat je vhodný Český národní korpus ■ hledání slov, frází: 1. kernel . sirsi nez delsi 25 ■ hledání podle morfologických značek (tag): b a se 11 n e (z a k I a d n i p r i p a d ■ j • p^)ce"c i m p e r a "c i \/ n i c n imperTeK"ci\/. ľ-i--i cr= ii v -í T"~l- ÍHA 'RRR počet i m perativn icn perTeKtiv. ĽGgLeL VI.............ť J. J.00 z/^T" (oproti zbytku převažují perfektiva: 11 514 033 (Imperf.) vs. 5 787 695 (Perf.)) 26 ■ hledání podlé morfologických značek (tag): 1. baseline (základní prípad?): r j_ ľ_________j_:____' i_ _____r_ i j. r i___ iitt • ii ~\ _ i ŕiv r\r\ n (oproti zbytku převažují perfektiva: 11 514 033 (Imperf.) vs. 5 787 695 (Perf.)) 26 ■ hledání podle morfologických značek (tag): 1. baseline (základní případ?): a. počet imperativních imperfektiv: [tag=MVi.............I11]: 104 385 v ■ , ■ / i _ _ i j_ ■ (oproti zbytku převažují perfektiva: 11 514 033 (Imperf.) vs. 5 787 695 (Perf.)) 26 ■ hledání podle morfologických značek (tag): 1. baseline (základní případ?): a. počet imperativních imperfektiv: [tag=MVi.............I11]: 104 385 b. počet imperativních perfektiv: [tag=MVi.............P11]: 165 924 (oproti zbytku převažují perfektiva: 11 514 033 (Imperf.) vs. 5 787 695 (Perf.)) 26 počty negovaných perfektiv a imperfekt I I V I I w4 I I I I X^ I I X^ I \ V I V w4 ■ 2. počty negovaných perfektiv a imperfektiv: a. negovaná imperfektiva: [tag=MVi........N. . . .1"]: 27 256 27 2. počty negovaných perfektiv a imperfektiv: a. negovaná imperfektiva: [tag=MVi........N. . . .1"]: 27 256 b. negovaná perfektiva: [tag=MVi........N. . . .P11]: 4 567 27 grafy: boxplot relativní frekvence (krabicový graf relativn četnosti) k inferenční statistice (od vzorku k populaci) x i '-\ \ V I V X I X I I x . \ 30 k inferenční statistice (od vzorku k populaci): u těchto tzv. count (spočetných?) dat je nejobvyklejší způsob testování přes Fisherův nebo chi square test (rozdělení chí-kvadrát) k inferenční statistice (od vzorku k populaci): u těchto tzv. count (spočetných?) dat je nejobvyklejší způsob testování přes Fisherův nebo chi square test (rozdělení chí-kvadrát) Fisherův test: data <- matrix(c(27256, 104385, 4567, 165924), ncol = 2, dimnames = list(c("ImperA fisher.test(data) ## ## Fisher's Exact Test for Count Data ## ## data: data ## p-value < 2.2e-16 ## alternative hypothesis: true odds ratio is not equal to 1 ## 95 percent confidence interval: ## 9.182734 9.796871 ## sample estimates: ## odds ratio ## 9.487635 31 pravděpodobnost, že s takovými daty je kompatibilní nulová hypotéza: p-value < 2.2e-16 I I v ■ vx O I \J v w\J Y*J \A \a V«* V I I I I Lx v«* I I v«* i\ U I V LJ ^ I LI v Jv III I I I I Lx v«* I Cl LI V LJ \ \ \ j v_Vy I I I I VJ V—• I I V^* I I I L I V d I ^ I I I L I V Cl I O yJ \J I V—• I I I I V \J O LI J ■ / U IV II v ■ I x i i- ..x XI IX ■ I \/ I I L-1 I O V vJ >—» V./ vJ V/ U I I V/ OL / / \ \/ i i ✓'N I— A / 32 pravděpodobnost, že s takovými daty je kompatibilní nulová hypotéza: p-value < 2.2e-16 a pro negovaný imperativ je 9.49 krát pravděpodobnější, že sloveso bude v imperfektivu (oproti všem imperativům) fm\ , i / ■ j_ i iii' , ■ \ f\r~ 0/ v J IV II v * l /1 l * f /I \ f pravděpodobnost, ze jakýkoliv jiný náhodný vzorek v ti. pravděpodobnost nepřečti v cestme oproti necti lezi pravděpodobnost, že s takovými daty je kompatibilní nulová hypotéza: p-value < 2.2e-16 a pro negovaný imperativ je 9.49 krát pravděpodobnější, že sloveso bude v imperfektivu (oproti všem imperativům) confidence interval (interval spolehlivosti): 95% pravděpodobnost, že jakýkoliv jiný náhodný vzorek v populaci se bude chovat stejně: 9.182734 - 9.796871 ti. pravděpodobnost nepřečti v cestme oproti necti lezi pravděpodobnost, že s takovými daty je kompatibilní nulová hypotéza: p-value < 2.2e-16 a pro negovaný imperativ je 9.49 krát pravděpodobnější, že sloveso bude v imperfektivu (oproti všem imperativům) confidence interval (interval spolehlivosti): 95% pravděpodobnost, že jakýkoliv jiný náhodný vzorek v populaci se bude chovat stejně: 9.182734 - 9.796871 tj. pravděpodobnost nepřečti y češtině oproti nečti leží někde v tomto 95% confidence intervalu Příklad minimálního experimentu V • V I V XV X I VI , V / I ■ \ / / I v pri prekrížení rukou nekteri lidi: pravá nahoře, ... (7) Nulová hypotéza: mezi oběma proměnnými není žádný vztah. 33 Příklad minimálního experimentu V • V I V XV X I VI , V / I ■ \ / / I v pri prekrížení rukou nekteri lidi: pravá nahoře, ... ■ výzkumná otázka: má biologický rod vliv na to která? (7) Nulová hypotéza: mezi oběma proměnnými není žádný vztah. 33 Příklad minimálního experimentu V ■ V I V /V / I VI , V / I ■ \ / / I v pri prekrížení rukou nekteri lidi: pravá nahoře, ... ■ výzkumná otázka: má biologický rod vliv na to která? (7) Nulová hypotéza: mezi oběma proměnnými není žádný vztah. kód: RstudioCloud 33 References i Baayen, H. 2008. Analyzing linguistic data: A practical introduction to statistics using R. Cambridge University Press. Chomsky, Noam. 1957. Syntactic Structures, the Hague: Mouton. Kruschke, John K. 2011. Doing Bayesian Data Analysis : A Tutorial with r and BUGS. Burlington, MA: Academic Press, http://www.amazon.com/Doing-Bayesian-Data-Analysis-Tutorial/dp/0123814855. R Core Team. 2021. R: A Language and Environment for Statistical Computing. Vienna, Austria: R Foundation for Statistical Computing. https://www.R-project.org/. References ii Spiegelhalter, David. 2019. The Art of Statistics: Learning from Data. London: Penguin books. 35