무엇과 맞대었고, 어디가 달랐나
statory의 통계 결과를 SPSS·AMOS 출력과 같은 자료로 맞댄 결과입니다. 아래 수는 모두 저장소의 대조 기록에서 자동으로 읽어 옵니다 — 사람이 고쳐 적을 수 없습니다.
대조 323칸 · 일치 292 · 어긋남 0
요약
| 분석 가족 | 엔진 | 대조 칸 | 일치 | 규약 상이 | 대조 불가 |
|---|---|---|---|---|---|
| 대조 실행별 (엔진 이름과 다른 줄) | 7개 | 93 | 93 | 0 | 0 |
| 차이분석 | 14개 | 84 | 74 | 0 | 10 |
| 관계분석 | 5개 | 28 | 19 | 3 | 6 |
| 구조분석 | 2개 | 13 | 7 | 2 | 4 |
| 기초분석 | 2개 | 10 | 8 | 0 | 2 |
| 예측분석 | 2개 | 6 | 2 | 0 | 4 |
| 기초 통계 | 1개 | 3 | 3 | 0 | 0 |
| IBM SPSS Statistics | 33 | 237 | 206 | 5 | 26 |
| IBM SPSS Amos | 2 | 86 | 86 | 0 | 0 |
근거 기록: docs/parity/spss_diff.md · docs/parity/amos_diff.md
텍스트·의사결정 — 무엇과 맞대었나
이 가족은 SPSS·AMOS 가 같은 값을 내주지 않습니다. 그래서 「값이 같은가」가 아니라 「무엇과 맞대었나」를 적습니다 — 바깥 기준과 맞댄 것, 같은 라이브러리를 다시 돌린 재현, 라벨이 붙은 공개 표본으로 정확도를 잰 것, 그리고 맞댈 기준을 아직 구하지 못한 것을 갈라 둡니다.
| 엔진 | 판정 | 무엇과 · 어떻게 |
|---|---|---|
| ahp | 외부 기준 일치 | 완전 일관 행렬(a_ij = w_i/w_j)의 답은 정의상 손으로 떨어진다 — 가중치 = w · λmax = n · CI = 0 · CR = 0 (Saaty 의 일관성 정의 그대로). 집단 통합은 성분별 기하평균(AIJ)을 numpy 로 따로 계산해 맞댄다. |
| collocation | 외부 기준 일치 | NLTK 3.x `BigramAssocMeasures.pmi` (Church & Hanks, 1990) — 같은 토큰·같은 창(4)에 두 구현을 나란히 돌려 맞댄다. |
| dea | 외부 기준 일치 | 포락형 엔진을 **쌍대인 승수형**으로 따로 풀어 맞댄다 — CCR (1978) · BCC (1984). |
| dominant_strategy | 외부 기준 일치 | 우월전략은 정의가 한 줄이라 손계산으로 맞댄다 — 표준 교재 정의. |
| electre | 외부 기준 일치 | ELECTRE I 의 일치·불일치 지표를 손계산으로 맞댄다 — Roy (1968). |
| fuzzy_topsis | 외부 기준 일치 | Chen, C.-T. (2000). "Extensions of the TOPSIS for group decision-making under fuzzy environment." *Fuzzy Sets and Systems*, 114(1), 1–9. — 그 논문의 정식을 이 파일 안에서 독립으로 세워 푼다(엔진 import 0). |
| nash_equilibrium | 외부 기준 일치 | nashpy 로 균형을 따로 구해 맞댄다 — Nash (1950). |
| promethee | 외부 기준 일치 | pymcdm `PROMETHEE_II`(usual 선호함수)와 값 대조 — Brans & Vincke (1985). |
| saw | 외부 기준 일치 | 단순가중합(SAW)은 정의가 한 줄이라 손계산으로 맞댄다 — MacCrimmon (1968). |
| sentiment_en_accuracy | 정확도 표본 | 정확도 표본 · UCI Sentiment Labelled Sentences 500건(긍정 250 · 부정 250 · CC BY 4.0) — 정확도 66.0% · 긍정 F1 0.786 · 부정 F1 0.678 · 중립 판정 106건. Kotzias (2015) · 상품·영화·식당 리뷰 도메인이라 면담·설문과 다르고 표본에 중립 라벨이 없다 — 참고 수치다. |
| sentiment_ko_accuracy | 정확도 표본 | 정확도 표본 · NSMC 500건(긍정 250 · 부정 250 · CC0) — 정확도 48.4% · 긍정 F1 0.714 · 부정 F1 0.496 · 중립 판정 216건. 영화 리뷰 도메인이라 면담·설문과 다르다 — 참고 수치다. |
| sequential_game | 외부 기준 일치 | 역진귀납을 손계산으로 맞댄다 — Selten (1965) 부분게임완전균형. |
| shapley_value | 외부 기준 일치 | 샤플리 값을 순열 평균 정의로 따로 계산해 맞댄다 — Shapley (1953). |
| social_choice | 외부 기준 일치 | Borda·Condorcet 를 정의대로 손계산해 맞댄다 — Borda (1781) · Condorcet (1785). |
| sociometry | 외부 기준 일치 | NetworkX 로 연결정도·상호지명·고립을 따로 세어 맞댄다 — Moreno (1934). |
| text_comprehensive | 같은 라이브러리 재현 | 구성 지표(빈도·TF-IDF·감성)가 저마다 같은 라이브러리를 다시 부르는 재현이다 — 묶음 전체를 맞댄 바깥 기준은 없다. |
| topic_modeling | 같은 라이브러리 재현 | scikit-learn `LatentDirichletAllocation` 을 **엔진이 쓰고 참조도 같은 것을 부른다** — 바깥 기준과 맞댄 것이 아니라 같은 라이브러리를 다시 돌린 재현이다. |
| topsis | 외부 기준 일치 | pymcdm `TOPSIS`(vector 정규화)와 값 대조 — Hwang & Yoon (1981). |
| vikor | 외부 기준 일치 | pymcdm `VIKOR`(v=0.5)와 값 대조 — Opricovic & Tzeng (2004). |
| 합계 | 19 | 외부 기준 일치 15 · 같은 라이브러리 재현 2 · 정확도 표본 2 |
근거 기록: backend/tests/parity/family_reference.json
일치로 세지 않은 칸 — 왜 그런가
아래 칸들은 「일치」로 세지 않았습니다. 규약 상이는 값이 다른 것이 옳은 자리이고(도구의 계산 관례가 다릅니다), 대조 불가는 기준 도구가 그 값을 내지 않거나 우리가 뽑지 못한 자리입니다.
자세히 보기 (31)
- 대조 불가
descriptive · 중위수SPSS DESCRIPTIVES 는 중위수를 내지 않는다 — 대조 불가가 정상
- 대조 불가
reliability · 표준화 αSPSS 는 /MODEL=ALPHA 만으로는 표준화 α 를 내지 않는다
- 대조 불가
multiple_regression · X_IND VIFSPSS 출력에 공선성 열이 없다(COLLIN 미요청) — 대조 대기 · 우리 값은 상수열을 넣어 잰 정의값이다(VIF-FIX-1)
- 대조 불가
multiple_regression · X_MOD VIFSPSS 출력에 공선성 열이 없다(COLLIN 미요청) — 대조 대기 · 우리 값은 상수열을 넣어 잰 정의값이다(VIF-FIX-1)
- 대조 불가
multiple_regression · MEDIATOR VIFSPSS 출력에 공선성 열이 없다(COLLIN 미요청) — 대조 대기 · 우리 값은 상수열을 넣어 잰 정의값이다(VIF-FIX-1)
- 대조 불가
paired_ttest · 자유도엔진 대응표본 표에 자유도 열이 없다(N 만 싣는다)
- 대조 불가
one_sample_ttest · t대조 불가 · 동결 SPSS 출력 2본에 해당 표가 없다(Statory 산출은 정상)
- 대조 불가
one_sample_ttest · 유의확률p 허용오차 바닥 0.0005(표시 3자리)
- 대조 불가
one_sample_ttest · 자유도엔진 일표본 표에 자유도 열이 없다(N 만 싣는다)
- 대조 불가
logistic_regression · X_IND B대조 불가 · 동결 SPSS 출력 2본에 해당 표가 없다(Statory 산출은 정상)
- 대조 불가
logistic_regression · X_IND 유의확률p 허용오차 바닥 0.0005(표시 3자리)
- 대조 불가
logistic_regression · X_IND Exp(B)대조 불가 · 동결 SPSS 출력 2본에 해당 표가 없다(Statory 산출은 정상)
- 규약 상이
logistic_regression · X_IND WaldSPSS 는 Wald χ²(=Z²), 엔진은 Wald Z 를 싣는다
- 규약 상이
moderation · 상호작용 BMR-6 ③ · FIX-4 ④ — SPSS 구문은 z 표준화 곱, 엔진은 평균중심화 곱(B_SPSS = B_엔진 × σ_x × σ_w)
- 규약 상이
moderation · 상호작용 베타MR-6 ③ — 엔진은 표준화 변수의 곱(z_x·z_w, Aiken & West), SPSS 구문은 곱항 자체를 표준화한다
- 대조 불가
wilcoxon · 유의확률p 허용오차 바닥 0.0005(표시 3자리)
- 대조 불가
wilcoxon · 효과크기 rSPSS 는 Wilcoxon 효과크기 r 을 내지 않는다
- 대조 불가
friedman · 유의확률p 허용오차 바닥 0.0005(표시 3자리)
- 대조 불가
friedman · Kendall WNPAR TESTS /FRIEDMAN 은 Kendall W 를 내지 않는다
- 대조 불가
mcnemar · 불일치 셀 bSPSS 검정 통계량 표에는 불일치 셀 수가 없다(교차표에 있다)
- 대조 불가
mann_whitney · 유의확률p 허용오차 바닥 0.0005(표시 3자리)
- 대조 불가
cluster_analysis · X_IND F군집 번호는 SPSS 와 다를 수 있으나 변수별 F 는 번호와 무관하다
- 대조 불가
cluster_analysis · X_MOD F군집 번호는 SPSS 와 다를 수 있으나 변수별 F 는 번호와 무관하다
- 대조 불가
cluster_analysis · MEDIATOR F군집 번호는 SPSS 와 다를 수 있으나 변수별 F 는 번호와 무관하다
- 대조 불가
cluster_analysis · 군집별 사례 수군집 번호가 SPSS 와 같다는 보장이 없어 번호로 맞대지 않는다
- 규약 상이
discriminant · 집단 A 중심값판별함수 방향 — 여덟 칸이 통째로 반대 부호(크기는 일치). SPSS 부호 규칙은 출력에 비표준화 계수가 없어 미확인 — 판정 대기
- 규약 상이
discriminant · 집단 B 중심값판별함수 방향 — 위와 같은 뒤집힘
- 대조 불가
survival_km · 평균 생존시간표시 0자리 — 허용오차를 반올림 폭 0.5 로 넓힘
- 대조 불가
survival_km · 중위 생존시간대조 불가 · 양쪽 미확보 — SPSS 출력에도 없고 엔진도 내지 않는다. 표준 보고 항목이므로 Statory 산출 보강 후보
- 대조 불가
survival_cox · X_IND B대조 불가 · 엔진이 계수 B 를 내보내지 않는다(계산은 하고 위험비 HR 로만 싣는다) — 엔진 보강 대기
- 대조 불가
survival_cox · 전체 카이제곱대조 불가 · 양쪽 미확보 — SPSS 출력에도 없고 엔진도 내지 않는다. 표준 보고 항목이므로 Statory 산출 보강 후보
기준 도구별
IBM SPSS Statistics — 대조 237칸 · 일치 206 · 어긋남 0
ancova | 5 | 5 | 0 | 0 |
cluster_analysis | 5 | 1 | 0 | 4 |
correlation | 1 | 1 | 0 | 0 |
crosstab | 3 | 3 | 0 | 0 |
descriptive | 8 | 7 | 0 | 1 |
discriminant | 8 | 6 | 2 | 0 |
efa_paf_varimax | 39 | 39 | 0 | 0 |
efa_pc_varimax | 41 | 41 | 0 | 0 |
friedman | 4 | 2 | 0 | 2 |
hierarchical_regression | 4 | 4 | 0 | 0 |
independent_ttest | 3 | 3 | 0 | 0 |
kruskal_wallis | 4 | 4 | 0 | 0 |
logistic_regression | 4 | 0 | 1 | 3 |
mann_whitney | 3 | 2 | 0 | 1 |
manova | 8 | 8 | 0 | 0 |
mcnemar | 3 | 2 | 0 | 1 |
mediation_step2_a | 2 | 2 | 0 | 0 |
mediation_step3_b_cprime | 3 | 3 | 0 | 0 |
mixed_anova | 21 | 21 | 0 | 0 |
moderation | 3 | 1 | 2 | 0 |
multiple_regression | 16 | 13 | 0 | 3 |
one_sample_ttest | 3 | 0 | 0 | 3 |
one_way_anova | 8 | 8 | 0 | 0 |
one_way_anova(agri) | 5 | 5 | 0 | 0 |
ordinal_regression | 2 | 2 | 0 | 0 |
paired_ttest | 4 | 3 | 0 | 1 |
reliability | 2 | 1 | 0 | 1 |
repeated_measures_anova | 7 | 7 | 0 | 0 |
spearman_correlation | 1 | 1 | 0 | 0 |
survival_cox | 4 | 2 | 0 | 2 |
survival_km | 2 | 0 | 0 | 2 |
two_way_anova | 8 | 8 | 0 | 0 |
wilcoxon | 3 | 1 | 0 | 2 |
IBM SPSS Amos — 대조 86칸 · 일치 86 · 어긋남 0
measurement | 41 | 41 | 0 | 0 |
structural | 45 | 45 | 0 | 0 |
엔진 등급
등급은 골든 시험과 불변성 측정에서 자동으로 산출합니다. 사람이 지정하지 않습니다.
조건부 — 어느 엔진이, 무슨 조건인가
아래 엔진은 값은 참조와 맞았지만 한 가지 조건이 남아 있습니다. 결과를 쓰실 때 그 조건을 알고 쓰시면 됩니다. 조건은 저장소의 측정 기록에서 읽어 옵니다 — 사람이 고쳐 적을 수 없습니다.
- AutoML자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 부트스트랩 신뢰구간자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 군집분석자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 의사결정나무자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- Gradient Boosting자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 지수생성표에 실리는 사례가 자료 순서를 따릅니다(계산값 자체는 같습니다)
- MCMC 진단자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 다차원척도법자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 매개효과 분석자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- ML 분류자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- ML 회귀자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 조절된 매개효과자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 다중매개 분석자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 순열검정자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 텍스트 종합분석자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
- 토픽모델링자료의 행 순서가 바뀌면 결과가 조금 달라집니다(분할·초기값이 순서를 따릅니다)
정정 기록 — 고친 엔진과 다시 돌려야 할 결과
아래 엔진은 수가 틀리게 나오던 자리를 고친 적이 있습니다. 고친 날짜 전에 그 분석을 돌려 받아 두신 결과가 있으면 다시 돌려 주세요. 같은 내용이 변경 기록에도 적혀 있습니다.
- 비교분석2026-10-20 · v1.6.45비교분석은 집단 열이 숫자 코드(1 · 2 · 3)이면 모든 집단의 지표 평균을 0 으로 읽었습니다 — 표·최고·최저·종합 순위가 실제 자료와 무관하게 나왔습니다. 이제 집단을 글자로 맞춰 실제 평균을 셉니다(빈 집단 칸은 빼고, 지표의 글자 칸은 결측). 한 집단의 지표에 셀 수 있는 수가 하나도 없으면 셈하지 않고 까닭을 말합니다.MCP(Claude·ChatGPT 연결)로 비교분석을 숫자 코드 집단 열과 함께 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- 도구변수 회귀 · 중심성 분석 · 이중차분법2026-10-19 · v1.6.44도구변수 회귀(2SLS)의 표준오차가 1단계 예측값으로 만든 잔차로 계산되어 실제보다 작게 나왔습니다 — p 값이 작게, 신뢰구간이 좁게 나왔습니다. 이제 원래 내생 변수로 만든 구조 잔차로 계산하고(statsmodels IV2SLS 와 같은 값), 신뢰구간은 t 분포 값을 씁니다. 1단계 F 가 10 보다 작으면 약한 도구변수라는 각주가 붙습니다. 중심성 분석의 근접 중심성은 연결의 세기를 보지 않았습니다 — 이제 거리 = 1/|r| 로 셉니다(매개 중심성과 같은 거리). 이중차분(DID)은 처치·통제 × 전·후 네 칸 중 빈 칸이 있거나 결과가 상수인 등 추정이 성립하지 않는 자료에서 0 같은 수를 냈습니다 — 이제 까닭을 말하고 멈춥니다. 또 시점·집단 수준을 글자 차례로 읽어 pre/post · before/after 에서 사전·사후가 뒤바뀌고 효과의 부호가 뒤집혔습니다 — 이제 뜻으로 읽습니다(숫자 글자는 숫자 차례).도구변수 회귀 · 중심성 분석(근접 중심성) · 이중차분(특히 시점이 pre/post 같은 글자인 자료)을 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요. 도구변수 회귀는 유의하던 결과가 유의하지 않게 바뀔 수 있습니다.
- 도구변수 회귀 · 중심성 분석 · 위계적 회귀분석2026-10-19 · v1.6.43도구변수 회귀의 「1단계 F」가 1단계 회귀 전체의 F 라 공변량의 설명력까지 섞였습니다 — 도구가 약해도 F 가 커 보여 「약한 도구변수?」가 「아니오」로 나올 수 있었습니다. 이제 공변량을 통제한 도구변수만의 부분 F 입니다(공변량이 없으면 같은 값). 중심성 분석의 매개 중심성은 상관 r 을 그대로 길이로 써서 강한 연결이 먼 길이 되고 음의 상관이 음의 길이가 되었습니다 — 이제 거리 = 1/|r| 로 셉니다. 위계적 회귀분석은 측정수준이 「명목」인 숫자 코드 변수도 코드를 크기로 셌습니다 — 이제 그 블록에 더미(가장 작은 코드가 기준)로 넣습니다.도구변수 회귀(공변량을 넣은 경우) · 중심성 분석(변수 셋 이상) · 위계적 회귀분석(측정수준이 「명목」인 숫자 코드 변수를 넣은 경우)을 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- 다중회귀분석 · 로지스틱 회귀분석2026-10-18 · v1.6.42성별·지역처럼 숫자로 코딩된 명목 변수(1/2/3)를 독립변수로 넣으면 그 코드를 크기로 셌습니다(3 이 1 의 세 배). 이제 변수 설정에서 측정수준이 「명목」인 변수는 더미(가장 작은 코드가 기준)로 바꿔 넣고, 계수 표에는 「지역=2」처럼 기준 대비 계수가 서며, 결과 표 아래에 무엇을 바꿨는지 적습니다. 측정수준이 정해지지 않은 변수는 지금처럼 숫자로 세고 그 사실을 적습니다.측정수준이 「명목」인 숫자 코드 변수를 독립변수로 넣어 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- ML 분류 · Gradient Boosting · AutoML · 의사결정나무 · ML 회귀2026-10-17 · v1.6.39성별·지역처럼 숫자로 코딩된 명목 변수(1/2/3)를 특성으로 넣으면 그 코드를 크기로 셌습니다(3 이 1 의 세 배). 이제 변수 설정에서 측정수준이 「명목」인 변수는 더미(가장 작은 코드가 기준)로 바꿔 넣고, 결과 표 아래에 무엇을 바꿨는지 적습니다. 측정수준이 정해지지 않은 변수는 지금처럼 숫자로 세고 그 사실을 적습니다.측정수준이 「명목」인 숫자 코드 변수를 특성으로 넣어 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- ML 회귀2026-10-17 · v1.6.39목표 변수를 특성에도 함께 고르면 목표가 자기 자신을 맞혀 R² 가 부풀려진 결과가 나왔습니다. 전각 숫자(「12」)가 든 행은 말없이 빠졌고, 숫자가 아닌 칸을 뺐다는 말도 없었습니다. 이제 같은 변수를 두 역할에 넣으면 멈추고, 전각 숫자는 숫자로 읽으며, 숫자가 아닌 칸을 결측으로 뺐으면 몇 칸인지 결과에 적습니다.목표 변수를 특성에도 넣었거나 전각 숫자가 든 자료로 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- ML 분류 · Gradient Boosting · AutoML · 의사결정나무2026-10-17 · v1.6.39목표 칸에 같은 값이 다른 표기(1 · 「1」 · 「 1 」 · 「1.0」 · 전각 숫자)로 섞이면 서버 오류로 멈추거나, 칸이 모두 글자면 같은 값이 여러 클래스로 갈린 결과를 냈습니다. 회귀로 돌리면 목표의 글자 칸에서 멈췄습니다. 이제 표기는 한 값으로 모으고, 글자 값과 숫자 값이 뜻으로 섞이면(「남」과 1) 「자료 모양」 안내로 멈추며, 회귀 목표의 글자 칸은 결측으로 보고 결과에 적습니다.목표 칸에 같은 값이 여러 표기로 적힌 자료로 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- ML 분류 · Gradient Boosting · AutoML · 의사결정나무2026-10-17 · v1.6.38특성 칸에 숫자가 아닌 글자(예: 「남」 · 「없음」 · 「3점」)가 섞이면 그 칸이 0 으로 계산되었고, 결측 줄은 그 행을 유효로 셌습니다. 이제 그 칸을 결측으로 보고 행을 빼며 몇 칸을 뺐는지 결과에 적습니다. 문자로만 된 변수는 거절하고 전처리에서 재코딩하라고 안내합니다. 전각 숫자는 숫자로 읽습니다.특성 칸에 글자가 섞인 자료로 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- 일원배치 분산분석2026-10-16 · v1.6.37집단 칸의 빈 칸이 빈 글자로 오면 「빈 집단」 하나로 계산에 들어갔고(F · 사후검정 쌍), 결측 줄은 0 이었습니다. 이제 집단 칸이 빈 행은 빼고 계산합니다.집단 칸에 빈 칸이 있는 자료로 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- ML 분류 · Gradient Boosting · AutoML · 의사결정나무2026-10-16 · v1.6.37빈 칸이 빈 글자로 오면 특성 칸은 0 으로 채워지고, 목표 칸은 빈 값이 클래스 하나가 되었으며, 결측 줄은 그 행을 유효로 셌습니다. 이제 빈 칸이 있는 행은 빼고 계산합니다.빈 칸이 있는 자료로 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- 이원배치 분산분석2026-10-16 · v1.6.37요인 칸의 빈 칸이 빈 글자로 오면 「빈 수준」 하나로 계산에 들어갔고, 결측 줄은 0 이었습니다. 이제 빈 칸이 있는 행은 빼고 계산합니다(다원배치와 같은 규칙).요인 칸에 빈 칸이 있는 자료로 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
- 다원배치 분산분석2026-10-15 · v1.6.36주효과 줄의 Type III 제곱합이 기준범주 코딩이라 SPSS 와 뜻이 달랐고(상호작용이 든 모형), 빈 칸이 수준 하나처럼 계산에 들어가기도 했습니다. 효과(합=0) 코딩으로 바꾸고 빈 칸이 있는 행은 빼고 계산합니다.다원배치 분산분석을 이 날짜 전에 돌린 결과는 다시 돌려 주세요.
무엇으로 검증했나
엔진마다 근거가 하나 이상 있습니다. 아래는 근거 갈래별 개수입니다.
| 참조 구현(공개 라이브러리)과 대조 | 150 |
| 손계산으로 확인 | 56 |
| 골든 시험은 있으나 참조를 특정하지 못함 | 22 |
| 교과서 예제와 대조 | 16 |
| IBM SPSS Statistics 출력과 대조 | 7 |
| IBM SPSS Amos 출력과 대조 | 2 |
statory 인용 방법
논문·보고서에 쓰실 때는 아래 한 줄을 그대로 옮기시면 됩니다.
Statory. (2026). Statory (버전 1.6.64) [통계 분석 소프트웨어]. https://www.statory.org
재현성 — 같은 결과가 다시 나오는가
- 분석마다 「어느 엔진」으로 「어떤 옵션」으로 돌렸는지가 결과와 함께 기록됩니다.
- 통놀 규준은 「판 이름」(예: 20260906)으로 저장되어, 나중에 본 결과가 어느 규준으로 계산됐는지 되짚을 수 있습니다.
- 대조 기록 자체가 저장소에 동결되어 있어, 판을 올릴 때마다 같은 자료로 다시 맞댑니다 — 값이 달라지면 배포가 막힙니다.
SPSS·Amos는 각 소유자의 상표입니다. Statory는 그 회사들과 제휴하거나 후원·보증을 받지 않습니다. 이 화면은 같은 자료를 두 도구에 넣어 나온 출력을 나란히 적은 것입니다.