НЦ БИОСТАТИСТИКА выполняет работы по статистическому анализу экспериментальных данных уже более 30 лет. В его составе исследователи России, США, Израиля, Англии, Канады и других стран. Услугами Центра пользуются аспиранты и докторанты в области медицины, биологии, социологии, психологии и т.д. (См. далее )
Отзывы исследователей по статистическому анализу их баз данных
Примеры оформления исследователями базы данных, описания признаков и целей статистического анализа этой базы данных
Пример 1 Пример 2
Пример 3
Мнения исследователей о продуктивности
многих методов статистического анализа. Данные мнения отражены многими исследователями, учёными, начальниками, и студентами по медицине и биологии как в тезисах, так и в диссертациях, статьях, или дипломах. В них и представлены самые продуктивные и сложные методы статистического анализа.
Пример "ПРОГРАММА РАБОТ
по статистическому анализу" базы данных Исследователя. Леонов В.П. ... При этом содержание подобных "ПРОГРАММ..." определяются приводимыми 5-ю деталями. ... В данном примере "ПРОГРАММЫ..." приводится 22 БЛОКА по конкретным методам анализа и графикам.
В. Леонов. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ ДЛЯ МЕДИКОВ И БИОЛОГОВ. (время и опыт)
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.
Примеры "Программы по статистическому анализу", и подобных результатов статистического анализа по таким "Программам"
Применение статистики в статьях и диссертациях по медицине и биологии. Часть I.
Описание методов статистического анализа в статьях и диссертациях. Международный журнал медицинской практики, 1998 г., вып. 4. В.П.Леонов,
П.В.Ижевский.
ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ.
ЧАСТЬ 2. ИСТОРИЯ БИОМЕТРИКИ И ЕЁ ПРИМЕНЕНИЯ В РОССИИ. Леонов В.П.
ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ. ЧАСТЬ III. ПРОБЛЕМЫ ВЗАИМОДЕЙСТВИЯ "АВТОР - РЕДАКЦИЯ - ЧИТАТЕЛЬ". Леонов В.П.
Применение статистики в статьях и диссертациях по медицине и биологии. Часть IV. Наукометрия статистической парадигмы экспериментальной биомедицины. Международный журнал медицинской практики, 2002 г. вып. 3. Леонов В.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.
Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?"
Леонов В. П. Доклад на международной конференции по доказательной медицине
в Ереване 18-20.10.2012
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.
Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала "Кардиология" за 1993-1995 гг.). Леонов В.П. Кардиология, 1998, № 1, с. 55-58.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал
медицинской практики,
2007, вып. 2, стр.19-35.
Статистика - это что? Статистика - нужна зачем? Статьи читаем - зачем? Статьи пишем - зачем? Краткая версия лекции для слушателей-медиков в Ереване, прочитанной в 2014 году по Скайпу.
Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. В. Леонов В.П. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). Леонов В.П. Вестник Томского государственного университета. Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах....
Фоторепортаж с Конференции по доказательной медицине в Ереване.
Фоторепортаж с семинара по биометрике в Ереване, прошедшего после конференции по доказательной медицине.
Отзывы слушателей семинара по биометрике в Ереване в сентябре 2015 г.
Международная конференция по доказательной медицине в Ереване (18 - 20.10.2012)
В 2012 году исполнилось 10 лет со дня создания "Армянского медицинского реферативного журнала". В связи с этой датой главный редактор АМРЖ Рубен Ованесян организовал международную конференцию "Доказательная медицина в Армении: миф или реальность?". Конференция прошла в Ереване 18-20.10.2012. Ниже мы приводим материалы этой конференции. Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?"
В. Леонов.
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.
Сравниваем средние, а также и ... В. Леонов
Проценты - статистический анализ?
Или проценты - арифметический анализ? В. Леонов.
В. Леонов. Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
Отзывы слушателей семинара по биометрике в Ереване в сентябре 2015 г.
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). В.П.Леонов. Вестник Томского государственного университета, Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...
НЦ БИОСТАТИСТИКА выполняет работы по статистическому анализу экспериментальных данных уже более 30 лет. В его составе исследователи России, США, Израиля, Англии, Канады и других стран. Услугами Центра пользуются аспиранты и докторанты в области медицины, биологии, социологии, психологии и т.д. (См. далее )
Отзывы исследователей по статистическому анализу их баз данных
Примеры оформления исследователями базы данных, описания признаков и целей статистического анализа этой базы данных
Пример 1 Пример 2
Пример 3
Очередной отзыв о нашем сотрудничестве Корнеевой Н.В., доцента кафедры факультетской терапии ДВГМУ г. Хабаровск.
ВОЗМОЖНОСТИ БИОМЕТРИЧЕСКОГО АНАЛИЗА ВЗАИМОСВЯЗИ СОМАТИЧЕСКИХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ И СИСТЕМАТИКИ ПСИХИЧЕСКИХ РАССТРОЙСТВ.
Н.П.Гарганеева1, В.П.Леонов2.
Сибирский государственный медицинский университет1, Томск
Томский государственный университет2. Сибирский медицинский журнал,
№ 2, 2001, с.25-32.
Особенности развития органов растений фасоли в условиях освещения и темноты. Л. В. Ивлева, И.Ф. Головацкая, В.П. Леонов.
ТОМСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ УНИВЕРСИТЕТ
ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ. ЧАСТЬ III. ПРОБЛЕМЫ ВЗАИМОДЕЙСТВИЯ "АВТОР - РЕДАКЦИЯ - ЧИТАТЕЛЬ".
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). В.П.Леонов.Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...
Чтобы не допускать ошибок в использовании и описании статистики в статьях и диссертациях, следует прочитать материалы представленные в КУНСТКАМЕРЕ - коллекции диссертаций и статей по медицине и биологии, с набором статистических ошибок и нелепостей.
Экспозиция 1 Экспозиция 2 Экспозиция 3 Экспозиция 4 Экспозиция 5 Экспозиция 6
Экспозиция 7 Экспозиция 8 Экспозиция 9 Экспозиция 10 Экспозиция 11 Экспозиция 12
Экспозиция 13 Экспозиция 14 Экспозиция 15 Экспозиция 16 Экспозиция 17
В. Леонов. «Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала «Кардиология» за 1993–1995 гг.) Кардиология, 1998, № 1.
СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ
ДЛЯ МЕДИКОВ И БИОЛОГОВ. (время и опыт). Леонов В.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.
Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?"
Леонов В. П. Доклад на международной конференции по доказательной медицине
в Ереване 18-20.10.2012
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.
Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала "Кардиология" за 1993-1995 гг.). Леонов В.П. Кардиология, 1998, № 1, с. 55-58.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал
медицинской практики,
2007, вып. 2, стр.19-35.
Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. В. Леонов В.П. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). Леонов В.П. Вестник Томского государственного университета. Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...
В. Леонов. Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
Фоторепортаж с Конференции по доказательной медицине в Ереване.
Фоторепортаж с семинара по биометрике в Ереване, прошедшего после конференции по доказательной медицине.
Отзывы слушателей семинара по биометрике в Ереване в сентябре 2015 г.
Международная конференция по доказательной медицине в Ереване (18 - 20.10.2012)
В 2012 году исполнилось 10 лет со дня создания "Армянского медицинского реферативного журнала". В связи с этой датой главный редактор АМРЖ Рубен Ованесян организовал международную конференцию "Доказательная медицина в Армении: миф или реальность?". Конференция прошла в Ереване 18-20.10.2012. Ниже мы приводим материалы этой конференции. Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?"
В. Леонов.
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193
ОТЗЫВ Корнеевой Н.В., доцента ДВГМУ, г. Хабаровск.
Здравствуйте! Меня зовут Корнеева Наталья Вячеславовна, я являюсь доцентом кафедры факультетской терапии ДВГМУ г. Хабаровск. Как и полагается доценту, я имею степень кандидата медицинских наук, диссертация защищена в 2011 году. Работая над кандидатской диссертацией, самой сложной для меня была статистическая обработка данных. Обучаясь в очной аспирантуре, я посетила 5 занятий по статистике, предусмотренные программой подготовки аспирантов. Занятия проводила то ли студентка технического ВУЗа, то ли молодая преподаватель, которая постоянно заглядывала в конспект и не могла понять суть преподаваемого ею, тем более эту суть не могли понять и обучающиеся. Прикладного значения полученным «знаниям», я так и не нашла. (далее...)
ОТЗЫВ врача-кардиолога М.В. Емельяненко,
ФКУ «Центральный военный госпиталь имени П.В. Мандрыка» МО РФ,
Москва,
О проведённом статистическом анализе. Хочу выразить глубокую признательность за качественный и весьма объёмный труд, проделанный Вами по статистическому анализу моей базы данных. Особенную благодарность, без сомнения, хотелось бы выразить руководителю проекта «БИОМЕТРИКА» - Василию Петровичу Леонову. Причина такой благодарности следующая. Помимо структурированного статистического анализа присланных в Ваш адрес медицинских данных, Вы подробно и, что самое невероятное, – доступным образом разъяснили мне суть каждого метода, который был применён при анализе моей матрицы. (далее...
НЦ БИОСТАТИСТИКА выполняет работы по статистическому анализу экспериментальных данных уже более 30 лет. В его составе исследователи России, США, Израиля, Англии, Канады и других стран. Услугами Центра пользуются аспиранты и докторанты в области медицины, биологии, социологии, психологии и т.д. (См. далее )
Мнения исследователей о продуктивности
многих методов статистического анализа. Данные мнения отражены многими исследователями, учёными, начальниками, и студентами по медицине и биологии как в тезисах, так и в диссертациях, статьях, или дипломах. В них и представлены самые продуктивные и сложные методы статистического анализа.
Примеры оформления исследователями базы данных, описания признаков и целей статистического анализа этой базы данных
Пример 1 Пример 2
Пример 3
На файле "Поиски методов или результатов статистического анализа" сообщается, что сейчас на сайте БИОМЕТРИКА размещено 4162 htm-файлов, 651 pdf-файлов, 152 djvu-файлов, и т.д. И там же приводятся описания групп конкретных файлов. В частности по методам статистического анализа, их отличным результатам, отзывам авторов, книгам этих методов, статистике посещаемости сайта БИОМЕТРИКА, и т.д. Далее приведено подробное пояснение поиска нужных файлов системой Google, которая там же и помещена. А после системы Google размещены популярные 341 htm-адресов и 79 адресов pdf-адресов. Итак, для оперативного выбора конкретного нужного
файла на данном сайте БИОМЕТРИКА, рекомендую
перейти на
файл "Поиски методов или результатов статистического анализа". Можете просматривать все графики по данной тематике.
В. Леонов. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ ДЛЯ МЕДИКОВ И БИОЛОГОВ. (время и опыт)
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.
Примеры "Программы по статистическому анализу", и подобных результатов статистического анализа по таким "Программам"
Применение статистики в статьях и диссертациях по медицине и биологии. Часть I.
Описание методов статистического анализа в статьях и диссертациях. Международный журнал медицинской практики, 1998 г., вып. 4. В.П.Леонов,
П.В.Ижевский.
ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ.
ЧАСТЬ 2. ИСТОРИЯ БИОМЕТРИКИ И ЕЁ ПРИМЕНЕНИЯ В РОССИИ. Леонов В.П.
ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ. ЧАСТЬ III. ПРОБЛЕМЫ ВЗАИМОДЕЙСТВИЯ "АВТОР - РЕДАКЦИЯ - ЧИТАТЕЛЬ". Леонов В.П.
Применение статистики в статьях и диссертациях по медицине и биологии. Часть IV. Наукометрия статистической парадигмы экспериментальной биомедицины. Международный журнал медицинской практики, 2002 г. вып. 3. Леонов В.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.
Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?"
Леонов В. П. Доклад на международной конференции по доказательной медицине
в Ереване 18-20.10.2012
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.
Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала "Кардиология" за 1993-1995 гг.). Леонов В.П. Кардиология, 1998, № 1, с. 55-58.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал
медицинской практики,
2007, вып. 2, стр.19-35.
Статистика - это что? Статистика - нужна зачем? Статьи читаем - зачем? Статьи пишем - зачем? Краткая версия лекции для слушателей-медиков в Ереване, прочитанной в 2014 году по Скайпу.
Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. В. Леонов В.П. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). Леонов В.П. Вестник Томского государственного университета. Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах....
Фоторепортаж с Конференции по доказательной медицине в Ереване.
Фоторепортаж с семинара по биометрике в Ереване, прошедшего после конференции по доказательной медицине.
Отзывы слушателей семинара по биометрике в Ереване в сентябре 2015 г.
Международная конференция по доказательной медицине в Ереване (18 - 20.10.2012)
В 2012 году исполнилось 10 лет со дня создания "Армянского медицинского реферативного журнала". В связи с этой датой главный редактор АМРЖ Рубен Ованесян организовал международную конференцию "Доказательная медицина в Армении: миф или реальность?". Конференция прошла в Ереване 18-20.10.2012. Ниже мы приводим материалы этой конференции. Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?"
В. Леонов.
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.
Сравниваем средние, а также и ... В. Леонов
Проценты - статистический анализ?
Или проценты - арифметический анализ? В. Леонов.
В. Леонов. Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
Отзывы слушателей семинара по биометрике в Ереване в сентябре 2015 г.
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). В.П.Леонов. Вестник Томского государственного университета, Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...
НЦ БИОСТАТИСТИКА выполняет работы по статистическому анализу экспериментальных данных уже более 30 лет. В его составе исследователи России, США, Израиля, Англии, Канады и других стран. Услугами Центра пользуются аспиранты и докторанты в области медицины, биологии, социологии, психологии и т.д. (См. далее )
Отзывы исследователей по статистическому анализу их баз данных
Очередной отзыв о нашем сотрудничестве Корнеевой Н.В., доцента кафедры факультетской терапии ДВГМУ г. Хабаровск.
ВОЗМОЖНОСТИ БИОМЕТРИЧЕСКОГО АНАЛИЗА ВЗАИМОСВЯЗИ СОМАТИЧЕСКИХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ И СИСТЕМАТИКИ ПСИХИЧЕСКИХ РАССТРОЙСТВ.
Н.П.Гарганеева1, В.П.Леонов2.
Сибирский государственный медицинский университет1, Томск
Томский государственный университет2. Сибирский медицинский журнал,
№ 2, 2001, с.25-32.
Особенности развития органов растений фасоли в условиях освещения и темноты. Л. В. Ивлева, И.Ф. Головацкая, В.П. Леонов.
ТОМСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ УНИВЕРСИТЕТ
ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ. ЧАСТЬ III. ПРОБЛЕМЫ ВЗАИМОДЕЙСТВИЯ "АВТОР - РЕДАКЦИЯ - ЧИТАТЕЛЬ".
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). В.П.Леонов.Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...
Чтобы не допускать ошибок в использовании и описании статистики в статьях и диссертациях, следует прочитать материалы представленные в КУНСТКАМЕРЕ - коллекции диссертаций и статей по медицине и биологии, с набором статистических ошибок и нелепостей.
Экспозиция 1 Экспозиция 2 Экспозиция 3 Экспозиция 4 Экспозиция 5 Экспозиция 6
Экспозиция 7 Экспозиция 8 Экспозиция 9 Экспозиция 10 Экспозиция 11 Экспозиция 12
Экспозиция 13 Экспозиция 14 Экспозиция 15 Экспозиция 16 Экспозиция 17
В. Леонов. «Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала «Кардиология» за 1993–1995 гг.) Кардиология, 1998, № 1.
СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ
ДЛЯ МЕДИКОВ И БИОЛОГОВ. (время и опыт). Леонов В.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.
Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?"
Леонов В. П. Доклад на международной конференции по доказательной медицине
в Ереване 18-20.10.2012
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.
Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала "Кардиология" за 1993-1995 гг.). Леонов В.П. Кардиология, 1998, № 1, с. 55-58.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал
медицинской практики,
2007, вып. 2, стр.19-35.
Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. В. Леонов В.П. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). Леонов В.П. Вестник Томского государственного университета. Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...
В. Леонов. Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
Международная конференция по доказательной медицине в Ереване (18 - 20.10.2012)
В 2012 году исполнилось 10 лет со дня создания "Армянского медицинского реферативного журнала". В связи с этой датой главный редактор АМРЖ Рубен Ованесян организовал международную конференцию "Доказательная медицина в Армении: миф или реальность?". Конференция прошла в Ереване 18-20.10.2012. Ниже мы приводим материалы этой конференции. Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?"
В. Леонов.
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193
ОТЗЫВ Корнеевой Н.В., доцента ДВГМУ, г. Хабаровск.
Здравствуйте! Меня зовут Корнеева Наталья Вячеславовна, я являюсь доцентом кафедры факультетской терапии ДВГМУ г. Хабаровск. Как и полагается доценту, я имею степень кандидата медицинских наук, диссертация защищена в 2011 году. Работая над кандидатской диссертацией, самой сложной для меня была статистическая обработка данных. Обучаясь в очной аспирантуре, я посетила 5 занятий по статистике, предусмотренные программой подготовки аспирантов. Занятия проводила то ли студентка технического ВУЗа, то ли молодая преподаватель, которая постоянно заглядывала в конспект и не могла понять суть преподаваемого ею, тем более эту суть не могли понять и обучающиеся. Прикладного значения полученным «знаниям», я так и не нашла. (далее...)
ОТЗЫВ врача-кардиолога М.В. Емельяненко,
ФКУ «Центральный военный госпиталь имени П.В. Мандрыка» МО РФ,
Москва,
О проведённом статистическом анализе. Хочу выразить глубокую признательность за качественный и весьма объёмный труд, проделанный Вами по статистическому анализу моей базы данных. Особенную благодарность, без сомнения, хотелось бы выразить руководителю проекта «БИОМЕТРИКА» - Василию Петровичу Леонову. Причина такой благодарности следующая. Помимо структурированного статистического анализа присланных в Ваш адрес медицинских данных, Вы подробно и, что самое невероятное, – доступным образом разъяснили мне суть каждого метода, который был применён при анализе моей матрицы. (далее...
В. Леонов. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ ДЛЯ МЕДИКОВ И БИОЛОГОВ. (время и опыт)
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.
Примеры "Программы по статистическому анализу", и подобных результатов статистического анализа по таким "Программам"
Применение статистики в статьях и диссертациях по медицине и биологии. Часть I.
Описание методов статистического анализа в статьях и диссертациях. Международный журнал медицинской практики, 1998 г., вып. 4. В.П.Леонов,
П.В.Ижевский.
ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ.
ЧАСТЬ 2. ИСТОРИЯ БИОМЕТРИКИ И ЕЁ ПРИМЕНЕНИЯ В РОССИИ. Леонов В.П.
ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ. ЧАСТЬ III. ПРОБЛЕМЫ ВЗАИМОДЕЙСТВИЯ "АВТОР - РЕДАКЦИЯ - ЧИТАТЕЛЬ". Леонов В.П.
Применение статистики в статьях и диссертациях по медицине и биологии. Часть IV. Наукометрия статистической парадигмы экспериментальной биомедицины. Международный журнал медицинской практики, 2002 г. вып. 3. Леонов В.
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал
медицинской практики,
2007, вып. 2, стр.19-35.
Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. В. Леонов В.П. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).
НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ
(ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). Леонов В.П. Вестник Томского государственного университета. Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах....
Пример "ПРОГРАММА РАБОТ
по статистическому анализу" базы данных Исследователя. Леонов В.П. ... При этом содержание подобных "ПРОГРАММ..." определяются приводимыми 5-ю деталями. ... В данном примере "ПРОГРАММЫ..." приводится 22 БЛОКА по конкретным методам анализа и графикам.
|
КУНСТКАМЕРА
На белую страницу строчка ляжет
-
И вашу мысль увидят и прочтут.
...
Как часто эти найденные строки
Для нас таят бесценные уроки.
У. Шекспир. Сонет 77
Вырази ложную мысль ясно,
И она сама себя опровергнет.
Л. Вовенарг
В начале 2001 г. был объявлен конкурс
на эпиграфы к разделу "КУНСТКАМЕРА".
За два месяца читатели прислали более
50 эпиграфов... (дальше...)
Диссертация на соискание учёной степени доктора
медицинских наук "Системные механизмы адаптации при катехоаминовом повреждении
миокарда крыс с наследственной артериальной гипертензией."
Диссертант - Антонов А.Р., специальность 14.00.16 - пат физиология.
Новосибирский медицинский институт,
Институт физиологии СО РАМН. Новосибирск - 1997г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
стр. 88."Статистическая обработка
материала осуществлялась пакетом прикладных программ Excel 7,0 на РС Pentium-100
с использованием средней арифметической, ошибки средней, критерия
Стьюдента, корреляционного и дисперсионного анализа (Гончаров
А., 1996, Додж М., Кайнет К., 1996) При этом достоверность результатов
соответствовала p < 0,05"
стр. 89. "Статистическая обработка с использованием достаточно новой
программы Excel 7.0 для Windows 95
позволяет получить достоверные результаты в выборках".
Стр. 90, табл.3.1
"Гормональные показатели интактных крыс линии Вистар и НИСАТ (М ± m) |
1. В списке литературы находим ссылки
на авторов указанных на стр. 88:
46. Гончаров А. Exel 7.0 в примерах. - СПб; Питер, 1996 - 256с.
....
56 Додж М., Кайнет К. Эффективная работа с Exel 7.0 для Windows 95. - СПб: Питер, 1996 - 1000 с.
Вызывает недоумение различное написание названия пакета программ на
стр. 88 и 89 и в списке литературы.Отметим, что различное написание
названий одного и того же пакета программ или статистической процедуры достаточно
распространено в биомедицинских публикациях.
2. В диссертации не сообщается, как проверялись условия
допустимости применения критерия Стьюдента, а именно, нет информации
о проверке гипотез нормальности распределения и равенстве генеральных дисперсий.
Предположим, что проверка нормальности была произведена (что
маловероятно, поскольку в упоминаемом пакете EXCEL 7.0 подобная
процедура не предусмотрена). Предположим также, что все во всех сравниваемых
группах признаки подчинялись нормальному распределению (что
также весьма маловероятно!). Далее, проверим выборочно например для
двух случаев из табл. 3.1 (стр. 90) гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий. Поскольку непосредственно в самой
табл. 3.1 не сообщаются объемы сравниваемых выборок, обратимся к стр. 80,
где сообщается, что было использовано крыс Вистар и крыс линии НИСАТ по
15 штук. Используя данные первой строчки табл. 3.1 получим, что величина
F-критерия Фишера равна 625,0 . Для указанных выше объемов сравниваемых
выборок достигнутый уровень значимости р=0,000000. Аналогичные
вычисления для 4-й строчки табл. 3.1 дают значение F-критерия Фишера равное
6,25 и достигнутый уровень значимости р=0,000757.
Таким образом, гипотезы о равенстве генеральных
дисперсий отклоняются. По этой причине критерий Стьюдента не
может быть использован в данном случае. Вывод: утверждения
автора по результатам сравнения средних в табл. 3.1 сомнительны и не доказательны. Сомнительность
заключения о достоверности межлинейных различий по альдостерону можно утверждать
и на основании следующих аргументов.Ошибка среднего "m" по альдостерону
в группе Вистар равна 0,5. Если прибавить к среднему значению 1,0 величину
этой ошибки, то мы получим 1,5. А это значение в точности равно среднему
значению альдостерона по группе НИСАТ. Таким образом, уже с доверительной
вероятностью 68% (значение 0,68 следует из свойства нормального распределения)
можно утвверждать, что генеральные средние для альдостерона в сравниваемых
группах Вистар и НИСАТ равны. Если же выполнить аналогичный расчет для
доверительной вероятности 95%, то мы получим полуширину доверительного
интервала для генерального среднего в группе Вистар равной 0,5*1,96=0,98.
В этом случае правая граница доверительного интервала для генерального
среднего по группе Вистар будет равна 1+1,96*0,5 = 1+0,98 = 1,98. Как видим,
значение выборочного среднего по второй группе НИСАТ покрывается этим доверительным
интервалом. Из этого следует вывод о равенстве
генеральных средних для альдостерона по сравниваемым линиям Вистар и НИСАТ. Аналогичные
выводы можно сделать и по другим многочисленным результатам сравнения средних,
приведенным в диссертации (глава 3 - 8 таблиц,
глава 4 - 33 таблицы, глава 5 - 33 таблицы). |
| Показатель |
Вистар |
НИСАТ |
Альдостерон
(нмоль/л) |
1,0±0,5 |
1,5±0,02* |
Кортикостерон
(мкг/л) |
25,0±5 |
40,0±5* |
| Инсулин (мкед/мл) |
29,1±3,0 |
14,5±3,4* |
| Т3 (нмоль/л) |
1,6±0,01 |
2,2±0,3* |
| Т4 (нмоль/л) |
84,1±3,2 |
103,5±8,0* |
Примечание:*
- здесь и далее достоверность межлинейных различий (p < 0,05)."
|
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Клинико-диагностическое значение нарушений первичного
гемостаза у больных с ювенильным ревматоидным артритом."
Диссертант - Громов А.А, специальность 14.00.09 - педиатрия.
Новосибирский медицинский институт, Новосибирск - 1994г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 55. "В таблицах, приведенных в данной работе,
сравнение результатов базируется на критерии Стьюдента (29, 62)". |
В диссертации не сообщается,
как проверялись условия
допустимости применения критерия Стьюдента, а именно нет
никакой информации о проверке нормальности распределения признаков, используемых
при сравнении средних. Нет и данных о результатах проверки гипотезы о равенстве
генеральных дисперсий. Предположим, что проверка нормальности была произведена,
и во всех сравниваемых группах признаки подчиняются нормальному распределению.
Проверим выборочно лишь для одного сравнения из табл. 7 (стр. 69) гипотезу
о равенстве генеральных дисперсий:
103,4±4,3 (20) c 141,1±11,3(9). В табл. 7 для этого сравнения
указано, что р < 0,0005, т.е. утверждается, что сравниваемые средние
статистически значимо различаются. Используя приведенные в этом сравнении
числа произведем вычисление F-критерия Фишера и достигнутого уровня значимости:
F=12,6 р=0,016. Это означает, что гипотеза о равенстве
генеральных дисперсий отклоняется и, следовательно, критерий Стьюдента
не может быть использован. Вывод: утверждения автора по результатам
сравнения средних в табл. 7 сомнительны и не доказательны. |
Диссертация на соискание учёной степени доктора
медицинских наук "Влияние нарушения кислотно-щелочного равновесия на динамику
раннего постреанимационного периода."
Диссертант - Даленов Е.Д., специальность 14.00.16 - пат. физиология.
Акмолинский медицинский институт, Акмола - 1993г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 82 " Сравнение проводилось
по критерию Стьюдента (И.А.Ойвина, 1960). При математической
обработке цифрового материала использовалист программы для вычисленй на
ЭКВМ "Электроника - Б3-21" и ЭВМ "Искра-1256", I PC/AT-286". |
В диссертации не сообщается,
как проверялись
условия допустимости применения критерия Стьюдента. По этой
причине утверждения о результатах порядка 100
сравнений средних, приведенные в 67 таблицах, сомнительны.
В работе использованы 692 беспородные крысы и 531 кролик, в экспериментах
на которых изучались несколько десятков признаков. Между тем, анализ столь
огромного массива данных не идет далее сомнительного сравнения средних.
Вызывает недоумение и сочетание столь разнотипных средств вычислительной
техники. |
Диссертация на соискание учёной степени доктора
медицинских наук "Ранние нарушения регуляции объема жидкости в организме
при заболеванииях печени (роль натрий-уретического гормона)."
Диссертант - Гапон Л.И., специальность 14.00.05 - внутренние
болезни.
Тюменский государственный медицинский институт,
НИИ клинической и профилактической кардиологии СО АМН СССР, Тюмень
- 1989г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 106. "Полученные в процессе
исследования данные обработаны математически. Вычисляли средние арифметические
величины и их стандартные отклонения, а также графически представляли доверительные
границы. Достоверность изменений находили по таблицам Стьюдента." |
В диссертации не
сообщается, как проверялись условия
допустимости применения критерия Стьюдента, что делает полученные
результаты сравнения средних сомнительными. В описании использованных статистических
методов кроме критерия Стьюдента упоминается также и регрессионный
анализ. Действительно, в диссертации приводятся полученные парные линейные
регрессии. Кроме того, имеются графики данных уравнений в осях соответствующих
координат, и корреляционные эллипсы с изображением отдельных наблюдений
в виде точек. Однако во многих случаях видны явно
аномальные наблюдения, точки которых существенно удалены от основного
эллипса. Именно эти точки и обеспечивают достаточно низкие уровни значимости
(p < 0,05). Наиболее типичен в этом отношении рис. 5 на стр. 118. Для
изображенных на этом рисунке данных, автором получен коэффициент корреляции r=0,767. Соответствующее уравнение регрессии имеет вид: Y=41,4 - 30,1 (p < 0,001).
Сам же корреляционный эллипс представляет собой одно скопление экспериментальных
точек в виде круга в нижней левой части рисунка, и одной аномальной точки
расположенной от основного скопления точек на расстоянии в несколько диаметров
упомянутого выше круга. Удаление этой аномальной
точки сразу же делает коэффициенты корреляции и регрессии статистически
не значимыми (p > 0,05). Корректное проведение корреляционного и
регрессионного анализа требует обязательного удаления аномальных точек
(выбросов). Вывод: утверждения, полученные в результате
сравнения средних, а также корреляционного и регрессионного анализа, сомнительны
вследствие некорректного выполнения данных процедур. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
биологических наук "Функции почек и водно-солевой баланс у крыс при гипо-
и гиперосмии в динамике беременности."
Диссертант - Быструшкин С.К., специальность 14.00.17 - нормальная
физиология.
Новосибирский государственный педагогический институт,
Институт клинической и экспериментальной лимфологии СО РАМН,
Новосибирский медицинский институт, Новосибирск - 1992г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
Стр. 46.
"Статистический анализ проводился на основе расчета средних арифметических
(М) и их ошибок (m). В эксперименте различие показателей по сравнению с
контролем и между возрастными группами оценивались методами вариационной
и разностной
статистики по критерию Стьюдента и
считались достоверными при Р <0,05. Функциональная
зависимость между показателями определялась с помощью корреляционного и
регрессионного анализа. Все расчеты проводились общепринятыми методами
(Лакин Г.Ф., 1980). Расчет экспериментального материала и статистический
его анализ были выполнены на ЭВМ "YAMAHA " по специально разработанной
программе". |
1. В диссертации не сообщается,
как проверялись условия
допустимости применения критерия Стьюдента.
2. Автор не объясняет, что он подразумевает под "методами
вариационной и разностной статистики". Если относительно методов
"вариационной статистики" еще можно строить некие предположения, то что
такое "разностная статистика", и какие
именно методы она в себя включает, вообще невозможно что-то предположить
.
3. Диссертант не различает между собой понятия функциональной и корреляционной (регрессионной) зависимости. Для иллюстрации
того, что эти понятия принципиально различны, обратимся, например,
к изданию "Советский энциклопедический словарь" 1982г., изд-во "Советская
эциклопедия". На стр. 1449 читаем: "Функция (матем), 1) зависимая переменная
величина. 2) Соответствие Y=f(X) между переменными
величинами, в силу которого каждому рассматриваемому значению некоторой
величины Х (аргумента, или независимого переменного) соответствует определенное
значение другой величины Y (зависимой переменной, или функции). Такое соответствие может быть задано различным образом, например, формулой,
графически или таблицей (типа таблицы логарифмов)...". На стр. 642 этого
же словаря читаем: "Корреляция (в матем. статистике),
вероятностная или статистическая зависимость. В отличие от функциональной
зависимости, корреляция возникает тогда, когда зависимость одного из признаков
от другого осложняется наличием ряда случайных факторов". Подчеркнем
главное различие между этими понятиями: для функциональной зависимости
имеет место взаимно однозначное соответствие двух множеств значений, тогда
как для корреляционной связи характерно наличие вероятностной связи между
этими множествами. С понятием функции и функциональной
зависимости в отечественных школах знакомят на уроках математики в 4-ом
классе...
4. Не меньшее недоумение вызывает и тот факт, что в
трех институтах (Новосибирский государственный педагогический
институт, Институт клинической и экспериментальной лимфологии СО РАМН,
Новосибирский медицинский институт), в которых выполнялась данная
работа, в математическом
обеспечении ЭВМ не нашлось программ корреляционного и регрессионного анализа, и автору пришлось переквалифицироваться в программиста. |
Диссертация на соискание учёной степени доктора
медицинских наук "Клинико-патофизиологические особенности течения беременности
у женщин с различными формами цитомегаловирусной инфекции."
Диссертант - Евтушенко И.Д., специальность 14.00.16 - пат.
физиология, 14.00.01 - акушерство и гинекология.
Сибирский государственный медицинский университет,
НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН,
НИИ медицинской генетики Томского научного центра РАМН, Томск -
1997г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 62 . "Для параметрических
данных использовали критерий Стьюдента
(t). Нормальность распределения в сравниваемых группах проверяли
с помощью статистики хи-квадрат. В ряде случаев, если
распределение отличалось от нормального, проводили соответствующие преобразования,
стабилизирующие дисперсию. Для попарного сравнения
частотных признаков было проведено фи-преобразование с последующим сравнением
нормально-распределенных данных. По величине статистики с использованием таблиц или с помощью компьютера вычисляли
значения соответствующего интеграла вероятностей, который является
уровнем значимости - Р (Лакин Г.Ф., 1990)". |
1. Выражение "параметрические
данные", использованное автором, лишено всяческого смысла.
Для иллюстрации этого утверждения обратимся к упоминаемому автором изданию
Г.Ф.Лакин. Биометрия. - М.: Высш. школа, 1990. На стр.112 читаем:
"В области биометрии применяют два вида статистических
критериев: параметрические,
построенные на основании параметров данной совокупности (например, Хср. и S2x) и представляющие функции этих параметров,
и непараметрические, представляющие
собой функции, зависящие непосредственно от вариант данной совокупности
с их частотами". Таким образом, не бывает "параметрических
данных", а говорить можно только о параметрических
критериях.
2. Автор утверждает, что "если распределение
отличалось от нормального, проводили соответствующие преобразования, стабилизирующие
дисперсию". Из контекста следует, что такие преобразования производились
для того, чтобы распределения стали нормальными. Обратимся к "Справочнику
по вычислительным методам статистики" Дж. Поллард, М.: изд-во "Финансы
и статистика", 1982. На стр. 248 читаем: "В большинстве статистических
задач задач предполагается, что дисперсия случайной
переменной Х и её среднее никак не связаны между
собой (например, в дисперсионном анализе, ..., и в регрессионном
анализе..). Однако часто возникают ситуации, когда
подобные предположения не имеют места (например, среднее и дисперсия пуассоновского
распределения совпадают). Тогда необходимо преобразовать случайную переменную
в другую случайную переменную так, чтобы среднее и дисперсия не были связаны".
Таким образом, "преобразования, стабилизирующие
дисперсию" используют для того, чтобы
сделать дисперсию независимой от среднего. Однако эти преобразования
вовсе не обязательно приводят к появлению нормального распределения у преобразованной
переменной. Более того, такие преобразования нередко применяют и к переменным,
уже изначально имеющим нормальное распределение. Тогда как для приведения
переменной к нормальному закону распределения существуют специальные нормализующие
преобразования. О некоторых из них читатели могут прочитать
в "Справочнике
по прикладной статистике" под ред. Э.Ллойда, У.Ледермана. Т. 1, М.:
"Финансы и статистика", 1989. (стр. 73-76, раздел 2.7.3. "Нормализующие
преобразования"). В ряде статистических пакетов есть даже специальные
программы реализующие такие преобразования.
3. Автор сообщает, что "По величине статистики с использованием таблиц
или с помощью компьютера вычисляли значения соответствующего
интеграла вероятностей, который является уровнем значимости - Р".
Однако из этой фразы совершенно непонятно, о какой именно статистике говорит
автор. Далее, совершенно неясно и то, в каких именно случаях, и почему,
автора не удовлетворяли таблицы, и он вынужден был научиться с помощью
компьютера "вычислять интеграл" (!).
Непонятно и то, как именно вычисляли упоминаемый автором интеграл,
который можно вычислять разными способами, получая в итоге различающиеся
по точности значения. Этот момент тем более важен, что именно полученные
при "вычислении интеграла" значения уровня значимости сравниваются далее
с заданным уровнем, после чего и принимается решение о принятии или отвержении
соответствующей статистической гипотезы. Вывод: корректное
использование терминологии незнакомой области знания требует не только
умения "вычислять интеграл", но и осознанного понимания понятий
стоящих за этими терминами.
4. В 73 таблицах диссертации приведены результаты проверки статистических
гипотез. В большинстве из них имеются выражения типа "М ± m", с указанием
соответствующего уровня значимости "p < " полученного при проверке статистических
гипотез. Поскольку автор использовал для этой цели критерий Стьюдента,
оценим допустимость применения этого критерия при сравнении средних двух
групп. Для этого выборочно проверим гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий для нескольких сравниваемых пар из
разных таблиц диссертации.
Стр.99, табл.42.
5,35±1,17 (n=19) c 3,8±0,15 (n =18) F=64,22 р=0,000000
35,33±28,34 (n=19) c 27,33±6,34 (n =18) F=21,09 р=0,000000
42,67±10,41 (n=19) c 35,33±2,90 (n =18) F=13,60 р=0,000001
Стр.101, табл.43.
14,28±3,19 (n=8) c 11,02±1,27(n =10) F=5,047 р=0,014
10,98±5,59 (n=8) c 3,58±0,47 (n =10) F=113,1665 р=0,000000
2,70±0,90 (n=8) c 1,90±0,15 (n =10) F=28,8 р=0,000018
Стр.102, табл.45.
13,80±3,20 (n=13) c 8,02±0,86(n =11) F=16,36 р=0,000055
Стр.146, табл.64.
34,76±0,59 (n=44) c 13,71±2,16(n =29) F=8,834 р=0,000000
65,24±3,71 (n=44) c 86,29±11,4(n =29) F=6,223 р=0,000000
Итак, для 9 случайно выбранных сравнений проверка показала, что гипотеза
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах не может быть
принята. Это означает, что применение критерия Стьюдента при
проверке гипотез о равенстве средних также не допустимо. Из этого следует,
что авторские выводы о результатах сравнения средних,
приведенные в десятках таблиц, сомнительны. Вывод о ценности авторских
результатов, исходя из наших аргументов, предлагаем сделать самими читателям... |
Диссертация на соискание учёной степени доктора медицинских наук
"Арефлюксные анастомозы при операциях на желудке (клинико-экспериментальное
исследование)."
Диссертант - Жерлов Г.К., специальность 14.00.27 - хирургия.
Томский медицинский институт, Томск - 1991г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 76 "Достоверность различия
между средними арифметическими сравнениями вариационных
рядов устанавливалась по степени вероятности положительной
гипотезы в соответствии с описанием, приведенным в монографии
Г.Ф. Лакина (1986). Различие считалось существенным, если вероятность
ошибки была меньше 0,05.
В приведенных таблицах приняты следующие обозначения: n - количество наблюдений,
М - средняя арифметическая, М ± средняя ошибка средней арифметической". |
1. Невозможно понять смысл таких камуфляжных
мемов, как "различия между средними
арифметическими сравнениями" и "степень
вероятности положительной гипотезы". Как можно определять достоверность
"различия между - сравнениями"? Можно ли вообще
считать данные обороты допустимыми в русском языке? Какой тайный смысл
вкладывает автор в подобные словесные орнаменты, или же их цель совершенно
иная? Предположим, что автор имел в виду оценку достоверности
различий между средними арифметическими сравниваемых вариационных
рядов (далее по тексту). Но и в этом случае мы получаем достаточно
абсурдное утверждение. Поскольку в этом случае нет необходимости использовать
статистические гипотезы. Предположим, что мы имеем средние арифметические
значения по двум сравниваемым группам. . В первой группе, в которой 10 наблюдений,
среднее значение равно 15. Во второй же группе из 16 наблюдений среднее
значение равно 20. Тот факт, что среднее арифметическое
в первой группе меньше чем аналогичное среднее во второй группе, можно
утверждать опираясь на знания арифметики, которые дают в начальных классах
школы. Действительно, кто будет возражать что 15 < 20? Совершенно
иное дело, когда речь идет о параметрах генеральных совокупностей.
К примеру, выдвигается статистическая гипотеза о том, что генеральное среднее
(математическое ожидание) в первой генеральной совокупности меньше, нежели
аналогичный параметр во второй генеральной совокупности. Проведем аналогию.
Представим себе, что лечащий врач выписывает больному рецепт, в котором
таким же эзоповским языком будет изложена рецептура лекарства. Что можно
сказать о таком враче, и можно ли ожидать, что больной выздоровеет у такого
врача?
2. При попытке найти смысл в выражении "степень
вероятности положительной гипотезы" не помогает и ссылка на
монографию Г.Ф.Лакина. Что же такое "положительная
гипотеза", упоминание о которой позволяет предположить, что
в авторском словарном запасе имеется еще и "отрицательная гипотеза"? Эти
вопросы носят отнюдь не риторический характер, как может показаться, поскольку
в тексте диссертации приводятся выражения типа " p < ". Это говорит
о том, что автор выполнял проверки неких статистических гипотез. Однако
при этом совершенно ничего не сказано о том, какие же статистические критерии
были при этом использованы. Вывод: корректное
использование терминологии незнакомой области знания возможно только при
понимания понятий, стоящих за этими терминами. Продолжая эту
мысль, зададимся вопросом: возможно ли получение правильных результатов
анализа собственных данных, и, соответственно, выводов исследования, если
такое понимание отсутствует? |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Роль гемопоэзинобразующего микроокружения в регуляции
кроветворения при гемодепрессии, вызванной введением адриамицина."
Диссертант - Жданов В.В., специальность 14.00.25 - фармакология.
Томский медицинский институт,
Институт фармакологии Томского научного центра РАМН СССР, Томск
- 1990г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
Стр. 57. "Сравнение средних значений показателей
производилось с использованием критерия Стьюдента, вычисляемого
по формуле:  . Доверительную
вероятность"Р" определяли, исходя из рассчитанного значения t. Различие двух сравниваемых рядов считали достоверным, если вероятность
их тождества P=0,05". |
Предлагаем нашим читателям самим найти ошибку
в приведенной автором формуле для вычисления значения критерия Стьюдента
(формула воспроизведена из диссертации без ошибок). Поскольку
диссертант использовал для вычисления критерия Стьюдента неверное выражение,
то это означает, что и полученные при этом результаты также неверны. В 24 таблицах, в которых приведено несколько сот выражений типа "М ± m",
и "p >0,05" или "p < 0,05", ничего не сообщается об использованном в
конкретном случае статистическом критерии, не указаны там и объемы сравниваемых
групп-. Ничего не сообщается в диссертации и о проверке условий применимости
критерия Стьюдента (см. проблему
Беренса-Фишера). Вначале автор определяет величину "Р"
как доверительную вероятность. Как известно, доверительная
вероятность должна быть достаточно большой и близкой к единице например
0,9; 0,95 или 9,99 (см. литературу и ГОСТы по прикладной статистике).
Однако уже в следующем предложении величина "Р"
определяется совершенно иначе, а именно
как вероятность тождества сравниваемых рядов. Что подразумевает
диссертант под "- вероятностью их тождества Р=0,05"? Остается ли в этом определении величина
"Р" той же самой доверительной вероятностью, или же она
приобретает иное значение? Смысл самого понятия "тождество" требует чтобы
в этих рядах были тождественны (равны) соответствующие элементы ряда. Например,
можно считать тождественными следующие два ряда: "1, 2, 3, 5, 8, 9" - первый
ряд, и второй ряд - "1, 2, 3, 5, 8, 9". Однако в этом случае не требуются
никакие критерии Стьюдента для доказательства тождественности этих рядов. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Лечение хронического описторхоза препаратом из растительного
сырья (попутрилом) и оценка его эффективности."
Диссертант - Лукашова Л. В., специальность 14.00.05 - внутренние
болезни, 14.00.10 - инфекционные болезни.
Сибирский государственный медицинский университет, Томск -
1995г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 38 "Для оценки различий
выборок применяли критерий Стьюдента (t)- Достоверность различия сравниваемых
величин определяли с помощью показателя точности
Р по таблице Стьюдента, где он располагается в зависимости от
значений t и n. Различия считали достоверными при
уровне значимости Р менее 0,05." |
Ничего не сообщается в диссертации
о проверке условий применимости критерия Стьюдента. Отметим, что автор
совершенно необоснованно определяет величину "Р" как "показатель
точности". Судя по контексту, автор подразумевает уровень
значимости. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Механизм повышения тромбоцитпоэтической активности крови
и его значение при ишемической болезни сердца (экспериментально-клиническое
исследование)."
Диссертант - Ермишко Н.К., специальность 14.00.16 - пат. физиология.
Благовещенский государственный медицинский институт, Благовещенск
- 1989г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 47. "Полученные данные были
подвергнуты вариационно-статистической обработке по общепринятой методике-". |
В диссертации более
1000 выражений типа "М ± m", и "p < 0,05" или "p > 0,05 ".
Однако автор ничего не сообщает об использованных им в этих случаях статистических
критериях. Отметим, что это не теоретическая работа, а "экспериментально-клиническое
исследование". Очевидно, что в этом случае степень доверия к авторским
выводам должна быть подкреплена изложением корректной методики анализа
данных. Представим себе, что врач пишет в истории болезни только окончательный
диагноз, не приводя никакой аргументации для подтверждения этого диагноза.
Можно ли доверять такому диагнозу? |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских "Состояние протеолиза в процессах пролиферации клеток тимуса
и опухолей."
Диссертант - Копылова О.Е., специальность 03.00.04-биохимия.
Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1992г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 47 "Для обработки полученных
данных использовали пакет прикладных программ, разработанный Health Sciences
Computing Facility Dep. Jf Biomathem. Sc. Of Med. University of California,
Los Angeles, США, 1985г. [46]. Были использованы следующие программы: DP3d
- критерий сравнения Стьюдента. DP6R -частные корреляции и множественная
корреляция. DP2V - двухфакторный дисперсионный анализ. DP7M - пошаговый
дисперсионный анализ. - Работа была выполнена на ВЦ Томского
политехнического института под руководством ведущего инженера М.З. Потыл--ной." |
Процедуры упомянутого пакета программ
DP описаны в двух частях 44 выпуска "Программного обеспечения ЭВМ", Минск,
1983. В первой части этого описания на стр. 93-98 дается подробное описание
процедуры P3D - "Сравнение двух групп с помощью t-критерия". В начале этого
описания на стр. 93 говорится, что t-статистика Стьюдента вычисляется "Если
наблюдения независимы и принадлежат нормально распределенной совокупности-".
Отметим, что ни в одной из 4-х упомянутых диссертантом процедур пакета
DP, не проверяется гипотеза о нормальности распределения. Между тем, в
этом же пакете DP есть специальная процедура PD1 "Оценка параметров и выбор
закона распределения одномерной случайной совокупности" (см. 2-ю часть
упомянутого выше 44 выпуска, стр. 119-131.). Данная процедура позволяет
произвести "проверку гипотезы о соответствии экспериментальных
данных выбранному закону распределения". При этом в качестве
теоретического закона распределения предоставляется возможность
выбора из 14 (!!) законов. Проверка же гипотез может осуществляться
одновременно с помощью нескольких (!!) статистических
критериев. Отсутствие в перечне использованных программы именно
этой программы PD1, позволяет сделать вполне обоснованное заключение о
том, что проверка нормальности диссертантом не производилась. Из чего следует,
что многочисленные выводы, построенные на результатах
сравнения с помощью критерия Стьюдента, не состоятельны и сомнительны. Отметим
также, что в математической статистике неизвестен "пошаговый
дисперсионный анализ". Предлагаем нашим читателям самостоятельно
выяснить, какой же вид анализа подразумевал диссертант, упоминая программу
DP7M. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Иммуно-патохимические особенности течения респираторных
аллергозов у детей."
Диссертант - Кошкарова Н.С., специальность 14.00.09 -педиатрия,
14.00.36 - аллергология и иммунология.
Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1997г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 42. "Статистическая обработка
данных, а также вариационный и корреляционный анализ проводились с использованием
пакета программ "Statgraphics" - вариант 2. Парные сравнения и степень
их достоверности осуществлялись по критерию Стьюдента". |
1. В диссертации несколько
сот выражений типа "М ± m" и "p < 0,05". Между тем, автор
нигде не сообщает в диссертации о проверке условий применимости критерия
Стьюдента. Выберем наугад несколько таких выражений, и проверим гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых совокупностях (см. проблему
Беренса-Фишера).
Стр.77, табл.12.
1,21±0,09 (n=25) c 1,16±0,52 (n =58) F=77,447 р=0,000000
1,01±0,06 (n=25) c 0,89±0,38 (n =58) F=93,057 р=0,000000
1,17±1,12 (n=25) c 4,95±0,59 (n =58) F=1,55 p=0,088
0,99±0,09 (n=25) c 3,48±0,41 (n =58) F=48,147 р=0,000000
и т.д.
Итак, для 3 случайно выбранных сравнений, проверка показала, что гипотеза
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах не может быть
принята. Это означает, что применение критерия Стьюдента при
проверке гипотез о равенстве средних также не допустимо. Из чего следует,
что авторские выводы о результатах нескольких
сот сравнений средних с помощью критерия Стьюдента, не состоятельны и сомнительны. |
Диссертация на соискание учёной степени доктора биологических наук
"Влияние возраста на динамику и соотношение различных механизмов энергетического
обеспечения гомеостаза в процессе мышечной деятельности."
Диссертант - Ксенц С.М., специальность 14.00.17 - нормальная
физиология.
Томский государственный университет, Томск - 1991г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 42. "Если учесть многочисленные
литературные данные последних лет, указывающие, что колебания максимального потребления
кислорода лежат в пределах 36,0 ± 5,1 - 66, ± 5,0 мл/кг/мин или 3,35
± 4,27 л/мин, что физиологической нормой энергозатрат
при профессиональном труде являются 3,33 ± 0,5 ккал/мин, что бег со скоростью
9-12 км/час сопровождается энергозатратами 9-12 ккал/мин, то моделируемая
в наших опытах нагрузка в виде бега 11 и 12 км/час, протекающий с потреблением
кислорода около 40 мл/кг/мин и частоте сердцебиений 160-180 в минуту, является
нагрузкой, приближающейся к тяжелой."
Стр. 88 "Так, если у старых животных оно достоверно увеличивалось с исходных 5,05 ± 0,55 до 7,29 ± 0,29 % (р < 0,001) уже
в первую минуту бега, то у взрослых подъем с фоновых 6,36 ± 0,14 до 6,90
± 0,19 % становился достоверным лишь
на 10 минуте бега."
Стр. 90. "Результаты наших исследований (Рис. 10) показали, что содержание
мочевины в артериальной крови при беге на тредбане повышается как у взрослых,
так и у старых собак. Но у взрослых при более высоком исходном уровне ее
прирост к фоновым значениям во время бега недостоверен. Достоверность появляется лишь в конце изучаемого восстановительного периода, спустя 50-80
минут после работы. У старых собак достоверный рост содержания мочевины в артериальной крови наступает уже в первую минуту
бега, сохраняется до его окончания и в течение всего исследуемого восстановительного
периода. Достоверность этой закономерности
подтверждается данными о динамике содержания в артериальной крови аммиака
(Рис. 14)."
Стр. 113. "Достоверность такого рода данных, очевидно, очень низка" |
1. Обратим внимание на то,
что данное исследование является экспериментальным. Из этого следует, что
выводы автора апеллируют к результатам анализа экспериментальных наблюдений.
Однако в работе абсолютно отсутствует описание того, каким же образом автор
проводил данный анализ, и каким образом представлены результаты такого
анализа. В частности, абсолютно непонятно, что какой смысл имеют величины
в выражениях типа 36,0 ± 5,1. Предположим, что эти выражения есть не что
иное, как М ± m , где "М" - среднее арифметическое, а "m" - среднеквадратичное
отклонение среднего (ошибка среднего). Именно такое обозначение этих величин
используется чаще всего. Если принять эту гипотезу, то какой смысл в этом
случае будет иметь выражение 3,35
± 4,27 л/мин, находящееся в начале этого длинного (46
слов) предложения? Ведь в этом случае ошибка среднего больше среднего. Получается ситуация "метр ± километр"- Напомним,
что эти числа относятся к потреблению кислорода. В этом случае мы получаем нулевое и отрицательные значения потребляемого
кислорода, т.е. вместо потребления кислорода мы имеем
генерацию кислорода. Однако имеют ли смысл подобные значения этого
признака?
2. Часть результатов исследования представлена на 124 графиках. На многих
их них в отдельных точках графика имеются вертикальные отрезки, расположенные
ниже и выше линии графика. Однако в тексте диссертации ничего не сообщается
о том, какой же смысл имеют эти отрезки. Между тем, они могут отражать
собой несколько различных величин. Возможно, что это среднеквадратичные
(стандартные) отклонения, либо ошибки среднего, либо доверительные интервалы
для генерального среднего. Очевидно, что восприятие и смысл каждого графика
в этих случаях будет совершенно отличный.
3. Многочисленные выводы исследований автора изобилуют словами "достоверность",
"достоверно", "достоверным", "недостоверен" и другими словами
производными от корня "вера". Между
тем, автор нигде не расшифровывает, каким же неведомым образом он определял
"достоверность" либо "недостоверность"
тех или иных выводов. Поскольку все подобные утверждения следовали из экспериментальных
наблюдений, то логично было бы предположить, что этим утверждениям должны
предшествовать проверки неких статистических гипотез. Однако автор ничего
не сообщает о том, использовал ли он для этого известные методы статистического
анализа, либо же его "вера" в эти выводы возникала
на иной основе. В этой связи хочется напомнить слова известного биолога
Т. Гексли, "Принимая что-нибудь на веру, наука
совершает самоубийство". Поэтому нельзя не согласиться с утверждением автора,
приведенным на странице 113. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Механизмы цитогенетической нестабильности при описторхозной
инвазии."
Диссертант - Кудрявцев Д.П., специальность 14.00.16 - пат.
физиология.
Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1992г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 44. "Клинический раздел работы
включает материалы хромосомного, иммунологического и ДНК-репаративного
анализа клеток крови 21 больного описторхозом (мужчины в возрасте 18-35
лет), не подвергавшиеся в течение 3 мес. рентгеновскому облучению и лечению
химиопрепаратами, впервые госпитализированных в клинику инфекционных болезней
Томского медицинского института и 56 здоровых доноров-добровольцев аналогичного
пола и возраста. Весь цифровой материал обрабатывали статистически с помощью t-критерия
Стьюдента."
Стр. 55. " 2.1.12 Критерий Стьюдента. Закон Стьюдента характеризует
распределение выборочных средних в нормальной
генеральной совокупности в зависимости от объема выборки. Критерий
достоверности различий, наблюдаемых между выборочными средними, выражается
в виде  , где  -
средние арифметические независимых выборок, Sd - ошибка разности между выборочными средними. Нулевая гипотеза отвергается,
если tопЁtтабл, для принятого уровня значимости и числа степеней свободы k=n1+n2-2 (Лакин Г.Ф., 1980). " |
1. В работе отмечается, что
t-критерий Стьюдента применяется для нормальных распределений. Однако в
работе не сообщается, проверялась ли гипотеза о нормальности распределения
в тех случаях, когда применялся данный критерий. А если такая проверка
производилась, то каким статистическим критерием пользовались в случае
отсутствия нормального распределения? Поскольку в описании использованных
статистических процедур отсутствует описание проверки нормальности распределения,
можно предполагать, что такая проверка не производилась. В многочисленных
таблицах приводится большое количество выражений типа "М
± m, и "p > 0,05" или "p < 0,05". Предположим, хотя это и крайне
маловероятно, что во всех случаях применения t-критерия
Стьюдента гипотеза о нормальном распределении действительно принимается.
Выберем случайно из таблиц с результатами сравнения средних нескольких
сравниваемых пар и проверим выполнение второго условия - равенства
генеральных дисперсий. Результаты 7 таких проверок приведены
ниже.
Стр.58, табл.2.
1,8±0,1 (n=56) c 5,7±1,2 (n =21) F=54 р=0,000000
2,2±0,2 (n=56) c 6,1±1,5 (n =21) F=21,09 р=0,000000
1,0±0,2 (n=56) c 3,4±0,9 (n =21) F=7,59 р=0,000000
Стр. 61 табл. 4
1,9±0,1 (n=56) c 3,8±0,6 (n =21) F=13,5 р=0,000000
Стр. 62 табл. 5
46,2±1,4 (n=21) c 70,2±2,3(n =56) F=7,197 р=0,000006
34,6±1,8 (n=21) c 12,3±0,8 (n =56) F=1,898 р=0,03
68,4±3,6 (n=21) c 85,2±7,3 (n =56) F=10,965 р=0,000000
и т.д.
Итак, для 7 случайно выбранных сравнений, проверка показала, чтогипотеза
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах не может быть
принята. Это означает, что применение критерия Стьюдента при
проверке гипотез о равенстве средних также не допустимо. Из чего следует,
что авторские выводы о результатах многочисленных
сравнений средних с помощью критерия Стьюдента, не состоятельны и сомнительны. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Регионарная вентиляция кровоток, механика дыхания у здоровых
людей, больных хроническим бронхитом и бронхиальной астмой."
Диссертант - Левченко А.В., специальность 14.00.05 - внутренние
болезни, 14.00.16 - пат. физиология.
Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1994г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 43. "Вычисление, обработку
полученных результатов осуществляли методом математической статистики при
помощи программируемого микрокалькулятора "Электроника МК-52" с использованием
специальных программ [10, 47]. Результаты исследований анализировали с
вычислением средней арифметической (М), ее стандартного отклонения (m)
и среднеквадратического отклонения (s ). Для
определения статистической значимости различий между группами наблюдений
использовали параметрический t-критерий Стьюдента.
По числу степеней свободы nx+ny-2 определяли значимость различий. При уровне значимости р < 0,05 различия
считали статистически достоверными [10, 47]." |
1. В диссертации несколько
сот выражений типа "М ± m" и "p < 0,05". Между тем, автор
нигде не сообщает в диссертации ни о проверке нормальности распределения,
ни о проверке равенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). Выберем наугад несколько таких выражений "М
± m" и "p < 0,05", и проверим гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых совокупностях.
Стр.51, табл.4.
10,87±0,67 (n=20) c 8,81±0,41 (n =20) F=2,67 р=0,019
3,49±0,3 (n=20) c 2,55±0,19 (n =20) F=2,493 р=0,0266
0,041±0,003 (n=20) c 0,056±0,006 (n =20) F=4,0 р=0,002
0,023±0,001 (n=20) c 0,039±0,003 (n =20) F=9,0 р=0,000007
0,018±0,001 (n=20) c 0,028±0,005 (n =20) F=25,0 р=0,000000
0,32±0,04 (n=20) c 0,15±0,02 (n =20) F=4,0 р=0,002
Стр.55, табл.5.
2,24±0,09 (n=12) c 1,48±0,23 (n =12) F=653,08 р=0,000000
0,041±0,003 (n=12) c 0,069±0,009 (n =20) F=9,0 р=0,000512
0,012±0,001 (n=12) c 0,036±0,007 (n =12) F=49,0 р=0,000000
Стр.57, табл.6.
78,69±0,68 (n=13) c 46,57±3,25 (n =13) F=22,843 р=0,000002
Стр.58, табл.6.
0,023±0,001 (n=13) c 0,042±0,005 (n =13) F=25,0 р=0,000001
2,04±0,1 (n=13) с 2,96±0,41 (n=13) F=16,81 р=0,000011
0,35±0,03 (n=13) c 0,86±0,08 (n =13) F=7,1111 р=0,000931
0,32±0,04 (n=13) c 1,12±0,11 (n =13) F=7,5625 р=0,000694
и т.д.
Итак, для 14 случайно выбранных сравнений, проверка показала, чтогипотеза
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах не может быть
принята. Это означает, что применение критерия Стьюдента при
проверке гипотез о равенстве средних также не допустимо. Из чего следует,
что авторские выводы о результатах нескольких
сот сравнений средних с помощью критерия Стьюдента, не состоятельны и сомнительны. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Состояние легочной вентиляции и механизмы дыхания при
острой пневмонии."
Диссертант - Машуков В.К., специальность 14.00.05 - внутренние
болезни, 14.00.43 - пульмонология.
Томский государственный медицинский институт,
НИИ кардиологии Томского научного центра АМН СССР. Томск - 1990г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 58. "Статистическую обработку
цифрового материала проводили по стандартному
методу вариационной статистикина электронно-вычислительной
машине ЕС-1033 ВЦ коллективного пользования облстатуправления г.Томска с
использованием параметрического критерия Стьюдента." |
1. В диссертации достаточно
много выражений типа "М ± m" и "p < 0,05".
Однако автор нигде не сообщает в диссертации ни о проверке нормальности
распределения, ни о проверке равенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). Выберем наугад несколько таких выражений "М
± m" и "p < 0,05", и проверим гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых совокупностях.
Стр.115, табл.10.
100,1±8,5 (n=65) c 176,92±14,158 (n =59) F=2,518 р=0,000188
100,1±8,5 (n=65) c 157,85±17,38 (n =41) F=2,637 р=0,000261
102,4±3,29 (n=65) c 65,196±23,042 (n =39) F=29,4307 р=0,000000
102,4±3,29 (n=65) c 68,43±5,67 (n =11) F=1,9895 р=0,049
8,7±0,26 (n=65) c 15,047±0,786 (n =41) F=5,765 р=0,000000
8,7±0,26 (n=65) c 15,076±1,039 (n =34) F=8,353 р=0,000000
0,28±0,045 (n=65) c 0,473±0,127 (n =59) F=7,2297 р=0,000000
0,28±0,45 (n=65) c 0,444±0,171 (n =41) F=9,108 р=0,000000
0,28±0,45 (n=65) c 0,400±0,196 (n =39) F=11,383 р=0,000000
0,28±0,45 (n=65) c 0,702±0,190 (n =34) F=9,325 р=0,000000
0,28±0,45 (n=65) c 0,579±0,144 (n =16) F=2,521 р=0,005414
0,28±0,45 (n=65) c 0,8±0,369 (n =15) F=15,5169 р=0,000000
0,205±0,009 (n=65) c 0,18±0,026 (n =41) F=5,2642 р=0,000000
и т.д.
Как видим, для 13 сравнений одной случайно выбранной таблицы, проверка
показала, чтогипотеза о равенстве генеральных
дисперсий в сравниваемых группах не может быть принята. Это
означает, что применение критерия Стьюдента при проверке гипотез о равенстве
средних также не допустимо. Из чего следует, что авторские
выводы о результатах нескольких сот сравнений средних с помощью критерия
Стьюдента, не состоятельны и сомнительны. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
медицинских наук "Состояние местного иммунитета при язвенной болезни желудка."
Диссертант - Микрюкова В.Я., специальность 14.00.05 - внутренние
болезни.
Томский государственный медицинский институт, Томск - 1994г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 21 "Цифровой материал обрабатывали
методом вариационной статистики с вычислением среднего арифметического,
среднеквадратического отклонения и средней ошибки. Различие двух групп
сравниваемых величин считали достоверным, если p < 0,05 и недостоверным
при р > 0,05. Для иследования соотношения определяемых факторов использовали многоуровневый
корреляционный анализ. Обработку экспериментальных данных была
произведена на персональном компьютере I PC/AT 386, с помощью программного
обеспечения MATHCAD." |
1. Автор работы идентифицирует "метод
вариационной статистики" с "вычислением среднего
арифметического, среднеквадратического отклонения и средней ошибки".
В статье "Долгое прощание с лысенковщиной" мы уже обсуждали подобные
мемы.
2. В диссертации приведено множество выражений типа типа
"М ± m" и "p < 0,05", однако ничего не сообщается о том,
какими же именно критериями проверялись гипотезы о равенстве средних.
3. Автор не объясняет, что он подразумевает под различием двух групп,
в частности, различие каких именно параметров проверялось в ходе исследования.
4.Непонятно, какой смысл вкладывает автор в такое определение, как " многоуровневый корреляционный анализ", о каких уровнях идет
речь, какие коэффициенты корреляции использовали и т.д. Можно предположить,
что данный оборот является не более чем камуфляжным
мемом. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата
биологических наук "Особенности регуляторнометаболических параметров иммунокомпетентных
клеток крови у лиц с разным соматотипом."
Диссертант - Маркова Е.В., специальность 14.00.17 -нормальная
физиология.
Институт медицинских проблем Севера СО РАМН, Красноярск - 1997г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 49. "Результаты
исследований обработаны на микро-ЭВМ I PC/AT. Для всех данных производился
подсчет среднего арифметического (Х), среднего квадратического отклонения
(s ), ошибки среднего арифметического (m). Достоверность
различий средних определялась с помощью критериев
T-критерия Стьюдента (Лакин Г.Ф., 1980)."
Стр. 50. "Функциональная связь при коэффициенте
корреляции (r) до 0,5 оценивалась как слабая,
0,5 - 0,7 - средняя, 0,7 - 0,9 - сильная, и от 0,9 до 1,0 как тесная (Рыжов
П.А., 1973)." |
1. Автор утверждает, что он использовал
несколько "критериев T-критерия Стьюдента",
однако при этом ничего не говорит о том, сколько их, и какие различия между
этими критериями.
2. В диссертации достаточно много выражений типа
"М ± m" и "p < 0,05" или "p < 0,01". Между тем, автор
нигде не сообщает в диссертации о проверке условий
допустимости применения критерия Стьюдента (см. проблему
Беренса-Фишера). Выберем наугад несколько таких выражений "М
± m" и "p < 0,05", и проверим гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых совокупностях.
Стр.52, табл.3.
1,78±0,0878 (n=42) c 2,92±0,03 (n =17) F=21,16152 р=0,000000
2,54±0,09 (n=42) c 3,41±0,23 (n =17) F=2,643 р=0,006194
5,69±0,17 (n=42) c 8,47±0,38 (n =47) F=2,022 р=0,035
10,71±1,07 (n=30) c 12,57±2,93 (n =14) F=3,499 р=0,0024
41,08±7,52 (n=30) c 41,20±17,94 (n =14) F=2,656 р=0,014
и т.д.
Видим, что для 5 сравнений одной случайно выбранной таблицы, гипотеза
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах не может быть
принята. Это означает, что применение критерия Стьюдента при
проверке гипотез о равенстве средних также не допустимо. Из чего следует,
что многочисленные авторские выводы о результатах
сравнения средних с помощью критерия Стьюдента, не состоятельны и сомнительны.
3. Диссертант не различает между собой понятия
функциональной и корреляционной зависимости. Для иллюстрации
того, что эти понятия принципиально различны, обратимся, например,
к изданию "Советский энциклопедический словарь" 1982г., изд-во "Советская
эциклопедия". На стр. 1449 читаем: "Функция (матем), 1) зависимая переменная
величина. 2) Соответствие y=f(x) между переменными
величинами, в силу которого каждому рассматриваемому значению некоторой
величины х (аргумента, или независимого переменного) соответствует определенное
значение другой величины y (зависимой переменной, или функции). Такое соответствие может быть задано различным образом, например, формулой,
графически или таблицей (типа таблицы логарифмов)....". На стр. 642 этого
же словаря читаем: "Корреляция (в матем. статистике),
вероятностная или статистическая зависимость. В отличие от функциональной
зависимости, корреляция возникает тогда, когда зависимость одного из
признаков от другого осложняется наличием ряда случайных факторов".
Подчеркнем главное различие между этими понятиями: для функциональной зависимости
имеет место взаимно однозначное соответствие двух множеств значений, тогда
как для корреляционной связи характерно наличие вероятностной связи между
этими множествами. С понятием функции и функциональной зависимости в отечественных
школах знакомят на уроках математики в 4-ом классе. |
Диссертация на соискание учёной степени доктора
медицинских наук "Функционирование калликреин-кининовой системы крови в
норме и при патологии."
Диссертант - Шумилов С.П., специальность 14.00.16 - пат. Физиология,
14.00.17 - нормальная физиология.
Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1995г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 47. "Для анализа полученных
результатов цифровой материал подвергался статистической обработке с применением
распространенных методов вариационной статистики-. Достоверными
считались отличия с уровнем доверительной вероятности P < 0,05." |
Автор утверждает, что " Достоверными считались отличия с уровнем доверительной вероятности P <
0,05." 2. Доверительная вероятность "Р" должна быть достаточно
большой и близкой к единице, например 0,9; 0,95 или 0,99 (см. литературу
и ГОСТы по прикладной статистике). Своим же утверждением диссертант
говорит, что собственным выводам он доверяет меньше
чем на 5%! По-видимому, автор не
догадывается о смысле своего же собственного утверждения- |
Статья "Влияние отдельных хромосом морозовоустойчивой мягкой озимой
пшеницы на морозовоустойчивость растений и энергетическую активность митохондрий
при гипотермии."
Войников В.К., Побежимова Т.П., Варакина Н.П., Жиров Е.Г.
Сибирский институт физиологии и биохимии растений, Иркутск.
Краснодарский научно-исследовательский институт сельского хозяйства
имени П.П.Лукьяненко.
Генетика, 1987, т.23, N2, с.287-294.
| Генетика, 1987, т.23, N2, Стр. 288. |
Наш комментарий |
| "Результаты
обработаны статистически: определены средние арифметические, относительные
ошибки [12]. - Результаты обработаны статистически (см.
табл. 5) [12]." |
Согласно утверждениям авторов данной статьи вся
статистическая обработка результатов заключалась в определении средних арифметических и относительных ошибок.
При этом авторы не расшифровывают смысл такого понятия, как относительные
ошибки. Однако можно предположить, что, как и при вычислении среднего арифметического,
авторы обходились несколькими арифметическими действиями. Возникает вопрос,
а где же здесь статистические процедуры, к примеру,
проверка статистических гипотез? Ссылка авторов на табл. 5 может
быть воспринята не иначе как с юмором, поскольку
в самом тексте статьи всего 4 таблицы. В этих таблицах приведено
136 выражений типа "М ± m" , однако
нет никаких следов результатов проверки статистических гипотез. Тем не
менее, авторы в своих выводах делают утверждения о том, что одни линии
озимой пшеницы более морозовоустойчивы, нежели другие. |
Статья "Посттранскрипционная регуляция экспрессии
генов эукариот: влияние стрессов на стабильность мРНК in vitro."
Плотников В.В., Бакалдина Н.Б., Полежаев С.Л., Рядчиков В.Г.
Краснодарский научно-исследовательский институт сельского хозяйства
имени П.П.Лукьяненко. Северо-Кавказский научно-исследовательский институт
животноводства.
Генетика, 1998, т.34, N9, с.1205-1211.
| Генетика, 1998, т.34, N9, Стр. 1206. |
Наш комментарий |
| "В таблицах и на рисунках приведены
средние арифметические значения. Статистическую оценку достоверности полученных
данных проводили с использованием критерия Стьюдента.
Представленные результаты имели достоверные различия
с уровнем значимости 0.5" |
Авторы ничего не сообщают о проверке условий
допустимости применения критерия
Стьюдента. Не может не вызвать изумления и удивления утверждение
авторов о том, что " результаты имели достоверные
различия с уровнем
значимости 0.5" . Фактически авторы говорят следующие: "Верить
или не верить в то, что есть достоверные различия, мы не знаем, поскольку
уровень значимости равен 50%. Хотите - верьте, не хотите - не верьте!"
Комментарии, как говорится, излишни. Можно было бы счесть все обсуждаемое
не более чем досадной опечаткой. Однако в этой же статье авторы сообщают,
что методика эксперимента описана также в более ранних их работах, например,
в статье "Посттранскрипционная редукция экспрессии генов растений: ряды
индексов стабильности специфических мРНК in vivo и in vitro" (Генетика, 1998г., т.34, N7, стр. 869-875) . Приводим цитату из этой статьи:
"Опыты проводили не менее чем в двух повторностях.
В таблице и на рисунках приведены средние арифметические значения. Статистическую
оценку проводили с использованием критерия Стьюдента. Представленные результаты
имели достоверные различия с уровнем значимости 0.5" Как видим,
и здесь фигурирует все тот же уровень значимости в 50% ! Так что предыдущее
значение также не опечатка. Итак, хотите - верьте, хотите - не верьте!
Однако сами авторы, видимо, все же верят в свои результаты- |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата биологических наук
"Хромосомный полимофизм у видов родов CENTAUREA L и CREPIS L. (CEM. ASTERACEAE
DUMORT)."
Диссертант - Пулькина С.В., специальность 03.00.05 - ботаника.
Томский государственный университет, Томск - 1997г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
| Стр. 47. "При анализе достоверности
между средними арифметическими различных
выборок применяли критерий Стъюдента." |
1. В русском языке издавна используется
написание слова Student (псевдоним английского химика У. Госсета, предложившего
в 1908 году t-критерий) с мягким знаком, как Стьюдент.
2. Из приведенной цитаты неясно, о какой "достоверности
между средними арифметическими" говорит диссертант. Предположим,
что автор подразумевает достоверность различия. Однако в этом случае совершенно
непонятно зачем для этой цели использовать статистические методы. Предположим,
что мы имеем средние арифметические значения высоты растения по двум сравниваемым
группам. В первой группе, в которой измерено 15 растений, средняя высота
равна 25 см. Во второй же группе из 20 растений средняя высота равна 40
см. Тот факт, что средняя арифметическая высота
растения в первой группе меньше чем аналогичная высота во второй группе,
можно утверждать опираясь на знания арифметики, которые дают еще в начальных
классах школы. Действительно, кто будет возражать что 25 <
40? Совершенно иное дело, когда речь идет о параметрах
генеральных совокупностей. К примеру, выдвигается статистическая
гипотеза о том, что генеральное среднее (математическое ожидание) для высоты
растений в первой генеральной совокупности меньше, нежели аналогичный параметр
во второй генеральной совокупности. Для проверки этого утверждения при
выполнении ряда условий (нормальность распределения признака в обеих совокупностях
и равенство генеральных дисперсий) действительно может быть использован
критерий Стьюдента. Однако в личной беседе диссертант
сказала, что в тех случаях, когда применялся t-критерий Стьюдента, она
не проверяла ни нормальность распределения, ни равенство генеральных дисперсий.
На этом основании можно сделать вывод о том, что многочисленные утверждения, сформулированные
автором на основе некорректного применения критерия Стьюдента, сомнительны
и не доказательны. |
Диссертация на соискание учёной степени кандидата биологических наук
"Фауна и экология земноводных и пресмыкающихся юго-востока Западной Сибири."
Диссертант - Куранова В.Н., специальность 03.00.16 -экология.
Томский государственный университет, Томск - 1998г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
Стр. 47. "Статистические параметры
вычислены по общепринятым методам биологической статистики- В работе приняты
следующие сокращения: n - величина выборки,  -
средняя арифметическая и ее ошибка, s - среднее
квадратичное отклонение, CV - коэффициент вариации, % ; tst - критерий достоверности различий Стьюдента, р - уровень значимости -"
Стр. 114. "Взрослые самцы и самки углозубы, собранные в апреле - мае
в водоемах (водный морфотип) до их попадания в водоем, достоверно
отличаются по длине тела (табл.5)."
Стр. 132. "По основным морфометрическим показателям самки и самцы в
брачном наряде (водный морфотип) достоверно отличаются от
окончивших икрометание и вышедших на сушу (наземный морфотип) (табл. 11)."
Стр. 239. "При сравнении популяций N. n. Scutata из Томского Приобья
и Кавказа (Орлов, Туниев, 1986) по двенадцати признакам обнаружены достоверные
различия по L.cd, Lt.fr, числу Scd и Sq (табл. 36).
Стр. 265. "Степень выраженности половых различий в разных популяциях
неодинаковы. Во всех выборках обнаружен статистически
достоверный половой диморфизм по массе тела, L., L.cd., L./L.cd,
Ventr., S.cd. (см. Приложение 45). Самки гадюк из окрестностей Томска отличаются
от самцов по индексу L.cap/Lat.cap (p < 0,05). У особей Томской и Харской
популяции зарегистрирован половой диморфизм по индексу Lt.an/L.an (соответственно
p < 0,01 и p < 0,02). Длина хвоста самцов и самок V.berus из низкогорья
и среднегорья значительно меньше, чем у равнинных
(p < 0,001)." |
1. На 411 страницах диссертации
имеется много утверждений о наличии достоверных
различий. Большинство из них оформлены в таблицах содержащих
выражения типа , tst и " p < -" или "p > -". Из этого можно сделать вывод, что проверка статистических
гипотез о равенстве генеральных средних в сравниваемых популяциях проводилась
с помощью критерия Стьюдента. Между тем, автор нигде не сообщает в диссертации
о проверке условий допустимости применения критерия
Стьюдента - нормальности распределений и равенстве генеральных дисперсий.
Мы выбрали наугад несколько таких выражений из таблиц и Приложений, и проверили гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий. Ниже приведены полученные
нами результаты.
Стр.240, табл.36.
121,8±4,29 (n=22) c 148,0±3,46 (n =11) F=3,075 р=0,035
170,2±0,43 (n=22) c 171,9±1,55 (n =12) F=7,087 р=0,000068
Стр.406, Приложение 45.
91,9±5,3 (n=17) c 128,9±12,3 (n =9) F=2,853 р=0,035
Стр.377, Приложение 22.
0,28±0,004 (n=26) c 0,25±0,002 (n =28) F=3,714 р=0,0006
Стр.384, Приложение 26.
68,1±0,8 (n=33) c 85,8±3,9 (n =40) F=28,807 р=0,000000
2,55±0,06 (n=33) c 2,22±0,04 (n =40) F=1,856 р=0,0330
0,83±0,004 (n=33) c 0,75±0,007 (n =40) F=3,712 р=0,00013
Стр.391, Приложение 31.
9,7±1,4 (n=35) c 10,4±0,9 (n =50) F=1,694 р=0,04
Стр.397, Приложение 37.
49,0±5,48 (n=26) c 45,64±1,19 (n =22) F=25,06 р=0,000000
Стр.401, Приложение 41.
51,7±0,4 (n=76) c 58,8±0,8 (n =58) F=3,053 р=0,000004
25,3±0,3 (n=61) c 28,0±0,2 (n =51) F=2,691 р=0,000223
и т.д.
Итак, для 11 случайно выбранных сравнений гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых популяциях были отвергнуты.Это
означает, что применение критерия Стьюдента при проверке гипотез о равенстве
средних не допустимо (см. проблему
Беренса-Фишера). Из чего следует, что многочисленные авторские
выводы о результатах сравнения средних с помощью критерия Стьюдента, не
состоятельны и сомнительны. |
Пленарный доклад "Цитогенетические эффекты ядерно-химического производства".
Пузырев В.П., Назаренко С.А., Попова Н.А.
Медицинские и экологические эффекты ионизирующей радиации (к 15-летию
аварии на Чернобыльской АЭС): Материалы 1 международной научно-практической
конференции, 21-22 июня 2001 года. Северск-Томск./ ред. Р.М. Тахауов, Л.В.
Капилевич, А.Б. Карпов - Томск, 2001. - 144с.
Цитата из тезисов доклада (стр. 21):
"Статистический анализ показал, что по ряду цитогенетических показателей
имеется несоответствие распределения эмпирических данных нормальному закону
и поэтому t-критерий Стьюдента не может использоваться для
сравнения средних значений выборок. Более адекватным для этой цели
является непараметрический критерий однородности Колмогорова-Смирнова.... Однако
приблизительно у 70% обследованных работников СХК и жителей г.Северска
отмечается существенное повышение частоты как хромосомных аберраций нерадиационной
природы, так и уровня СХО." |
| Наш комментарий.
Действительно, несоответствие распределения эмпирических данных нормальному
закону не позволяет использовать t-критерий Стьюдента для проверки статистических
гипотез о равенстве двух генеральных средних. Однако и применение непараметрического
критерия Колмогорова-Смирнова для этой же самой цели - сравнения
генеральных средних, также не правомерно. Для иллюстрации утверждения
о такой неправомерности даем краткую выдержку из описания этого критерия,
приведенного на стр. 238 книги "Таблицы по математической статистике"
/ П.Мюллер, П.Нойман, Р. Шторм; Пер. с нем. и предисл. В.М. Ивановой. -
М.: Финансы и статистика, 1982. - 278с.
"Критерий Колмогорова-Смирнова служит для проверки
гипотезы о принадлежности двух выборок одной и той же генеральной совокупности
при условии непрерывности ее распределения. Другими словами, гипотеза Н,
подлежащая проверке, заключается в предположении, что непрерывные функции
распределений двух генеральных совокупностей, из которых извлечены выборки
(х1, ..., хn) и (y1, ..., yn),
идентичны друг другу."
Иными словами, при использовании данного критерия речь не идет о сравнении
каких-то конкретных параметров распределений, например средних, мер рассеяния,
показателей эксцесса или асимметрии и т.д, а сравниваются
два распределения в целом. В этом случае отклонения нулевой
гипотезы будут происходить и в том случае, когда генеральные средние равны,
но не равны какие-либо другие параметры распределения. Авторы доклада,
считая что они проверяют гипотезу о равенстве средних, будут ошибочно принимать
гипотезу неравенства средних, хотя вполне возможно, что генеральные средние
в этом случае равны, а неравенство наблюдается для других параметров распределения.
Для детализации этого утверждения приведем результаты подробного анализа
массива данных puzirev.sta, содержащий две выборки.
Массив был образован с помошью генерации двух нормально распределенных
совокупностей, с одинаковыми средними и отличающимися дисперсиями. В первой
выборке имеется сто чисел, и во второй выборке также 100 чисел. Читатели
могут скопировать себе данный
массив в формате пакета STATISTICA, и воспроизвести
все приводимые ниже результаты его анализа. Первый признак VAR1 - количественный
признак, для которого производится проверка гипотез, второй признак VAR2
- группирующий признак имеющий значения 1 и 2.
Итак, следуя логике авторов доклада, используем критерий Колмогорова-Смирнова
для сравнения двух групп и получим следующие результаты.
STAT. Kolmogorov-Smirnov Test (puzirev.sta)
NONPAR By variable VAR2
STATS Group 1: 1 Group 2: 2
Max Neg Max Pos
Mean Mean
Std.Dev. Std.Dev.
variable Differnc
Differnc p-level
Group 1 Group 2
Group 1 Group 2
VAR1 -0,240000
0,250000 p < 0.005
3,959600 3,828199 1,085416 3,001538
Как видим, достигнутый уровень значимости "р" не позволяет принять нулевую
гипотезу, следовательно в этом случае авторы доклада сделают ложный вывод
о том, что генеральные средние статистически значимо различаются.
Для проверки этого ложного вывода используем другие непараметрические тесты,
например U-тест Манна-Уитни, являющийся непараметрическим аналогом t-критерия
Стьюдента. Вот его результаты:
STAT. Mann-Whitney U Test (puzirev.sta)
NONPAR By variable VAR2
STATS Group 1: 1 Group 2: 2
Rank Sum Rank Sum
Z
variable Group 1
Group 2 U
Z p-level
adjusted p-level
VAR1 10386,50
9713,500 4663,500 0,822200 0,410969
0,822207 0,410966
Результаты U-теста Манн-Уитни дополним результатами непараметрического
дисперсионного анализа Краскела-Уоллиса с медианным тестом.
STAT. Kruskal-Wallis ANOVA by Ranks (puzirev.sta)
NONPAR Independent (grouping) variable: VAR2
STATS Kruskal-Wallis test: H ( 1, N=
200) = 0,6760549 p =0,4110
Depend.:
Valid
Sum of
VAR1
Code
N
Ranks
Group 1
1
100
10386,50
Group 2
2
100
9713,50
STAT.
Median Test, Overall Median = 3,735000 (puzirev.sta)
NONPAR
Independent (grouping) variable: VAR2
STATS
Chi-Square = 1,280000, df = 1, p
= 0,2579
Dependent:
VAR1
Group 1 Group 2
Total
<= Median: observed 46,0000
54,0000 100,0000
expected 50,0000
50,0000
obs.-exp. -4,0000
4,0000
> Median: observed
54,0000 46,0000
100,0000
expected 50,0000
50,0000
obs.-exp. 4,0000
-4,0000
Результаты этих тестов говорят о том, что меры положения, и в частности,
медианы двух сравниваемых совокупностей, не различаются между собой. Ниже
приведены значения выборочных средних и стандартных отклонений в сравниваемых
группах.
STAT. Means
(puzirev.sta)
GENERAL 1 Dependent Variable
VAR2 VAR1
Valid N
G_1:1 3,959600
100
G_2:2 3,828200
100
All Groups 3,893900 200 |
STAT.
Standard Deviations (puzirev.sta)
GENERAL 1 Dependent Variable
VAR2 VAR1
Valid N
G_1:1 1,085417
100
G_2:2 3,001538
100
All Groups 2,252204 200 |
Как видно из этой таблицы, средние значения в группах весьма близки
между собой, тогда как стандартные отклонения различаются примерно в три раза.
Ниже приведены гистограммы распределения сравниваемых двух групп и графики
на "вероятностной бумаге" для проверки нормальности распределения в сравниваемых
группах.
Как видно из этих гистограмм, группы имеют симметричные распределения
с очень близкими мерами положения, но значительно различаются по мерам
рассеяния. Используем тесты проверки гомогенности дисперсий Хартли, Кохрана,
Бартлетта и Левене.
STAT. Tests of Homogeneity of Variances (puzirev.sta)
Hartley Cochran
Bartlett
Variable F-max
C
Chi-sqr df
p-level
VAR1 7,647066
0,884354 88,04388
1 0,000000
STAT. Levene's Test for Homogeneity of Variances
(puzirev.sta)
MS
MS
variable Effect
Error
F
p-level
VAR1 113,2855
1,811367 62,54146 0,000000
Их результаты говорят о том, что дисперсии в сравниваемых генеральных
совокупностях статистически значимо различаются. Поскольку группы распределены
нормально (этот вывод можно получить проверив каждую из подгрупп на нормальность),
то для проверки равенства дисперсий можно использовать и критерий Фишера-Снедекора,
который для нашего случая равен 7,647066 (р=0,000000),
и также указывает на неравенство дисперсий. Таким образом, именно различие
дисперсий и привело к тому, что применение критерия Колмогорова-Смирнова
не позволило принять нулевую гипотезу. Но
различие в данном случае относится не к средним, а к дисперсиям.
Следовательно, некорректное использование критерия Колмогорова-Смирнова
авторами доклада "Цитогенетические эффекты ядерно-химического
производства" приводит к тому, что их выводы
о результатах сравнения средних не состоятельны и сомнительны.
Более подробную информацию о применении критериев Колмогорова_Смирнова читайте в нашей статье "Критерий Колмогорова-Смирнова: особенности применения".
P.S.
Вольное обращение со специфическими методами статистики приводит к
тому, что результаты, получаемые в таких случаях, вызывают у многих вполне
обоснованное сомнение в беспристрастности и объективности авторов
подобных работ... Акцент исследователей с высокими академическими званиями
на средних значениях подтверждает наш диагноз о том, что отечественные
исследователи в биомедицине проповедуют в основном примитивную "сдвиговую"
парадигму, игнорируя при этом современные методы анализа данных.
Очевидно, что такое положение будет сохраняться до тех пор, пока в структуре
НИИ РАМН не будут созданы специализированные лаборатории биостатистики, в
которых анализ биомедицинских данных будут выполнять профессионалы, имеющие
соответствующие знания и опыт. |
|
