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
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.
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...
|
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. 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...)
15 лет назад, в 1998 году, в журнале «Кардиология» была опубликована наша статья «Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала «Кардиология» за 1993–1995 гг.) В нём были проанализированы 426 статей кардиологической тематики. В новом обзоре проаналированы современные журнальные статьи кардиологической тематики. Учитывая то, что в настоящее время в России смертность от сердечно-сосудистых заболеваний более чем в 4 раза выше, чем в Европе, США и Японии, актуальной задачей является оценка эффективности использования статистики в российской кардиологии. (Весь обзор одним файлом)
Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала "Кардиология" за 1993-1995 гг.). Леонов В.П. Кардиология, 1998, № 1, с. 55-58.
Ереванская фото-биометрика. Фоторепортаж о конференции в Ереване.
Зачем нужна статистика в доказательной медицине? В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193. Почему и как надо учить медиков статистике?
В. Леонов.
В НОВЫЙ ВЕК - С ДОКАЗАТЕЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНОЙ
ОТВЕТ ВАК РФ АВТОРАМ СТАТЬИ
Леонов В.П. Введение в физику и технологию элементной базы ЭВМ и компьютеров. Учебное пособие.
Леонов В.П. Обработка экспериментальных данных на программируемых микрокалькуляторах.
(Прикладная статистика на БЗ-34, МК-52, МК-54, МК-56, МК-61)
В монографии изложены методы прикладной статистики для обработки экспериментальных данных и реализующие их 60 программ. Кроме методов оценки основных статистических характеристик — среднего, дисперсии, ит. д. и корреляционно-регрессионного анализа, дано изложение однофакторного и двухфакторного дисперсионного анализа, а также ковариационного анализа. Несколько глав посвящены методам проверки гипотез о векторах средних, дискриминантному анализу и методу главных компонент.
Использование методов и программ иллюстрируется более чем 100 задачами с решениями из области биологии, медицины, ботаники, геологии, полупроводниковой электроники, сельского хозяйства, экономики, социологии, гидрометеорологии, химии, психологии и т. д.
Леонов В.П. Введение в семиотику информационных технологий: учебное пособие. – Томск: Изд-во НТЛ, 2011. – 248 с.
Учебное пособие является первой книгой из серии учебных пособий по современным проблемам информатики, подготавливаемых на факультете информатики ТГУ. Книга предназначена для студентов как естественных, так и гуманитарных факультетов, изучающих информатику. Изложены основные понятия семиотики как одной из составляющих частей информатики. Рассмотрены классификации знаков и их свойств, в частности мобильность и ареальность, а также изменение природы носителей информации. 5-я глава - "Статистическая структура информационных массивов".
Химмельблау Д. Анализ процессов статистическими методами. М.: Мир, 1973. — 957 с.
Книга посвящена методам построения и анализа математических моделей с использованием статистических приёмов.
Рассматриваются модели, основанные на теоретических закономерностях, и эмпирические модели. Рассматриваются методы получения оценок параметров (констант), входящих в модель, на основе экспериментальных данных, а также проблема планирования экспериментов. Отдельная глава посвящена выбору наилучшей модели. Большинство рекомендуемых теоретических приемов иллюстрируется примерами из различных областей техники. Каждая глава снабжена списком литературы и задачами для самостоятельного решения. Для понимания материала книги достаточно знания математики в объёме стандартного курса высшего учебного заведения.
Книга представляет большой интерес для широкого круга научных работников самых различных областей науки и техники. Она может быть использована также как учебное пособие.
Давно хотели познакомиться с медстатистикой?
Начните с этих книг!
Я. И. Хургин. Как объять необъятное.
Я. И. Хургин. Да, нет ../../или может быть.
Я.И Хургин. Ну и что?
Л.В. Тарасов. Закономерности окружающего мира.
Явление чрезвычайное. Книга о Колмогорове.
В.В. Налимов. В поисках иных смыслов.
В.В. Налимов. Канатоходец.
Н.В. Александрова. Математические термины. Справочник.
В.М. Жуковская, И.Б. Мучник. Факторный анализ в социально-экономических исследованиях
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...
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
|
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...)
Статья "Вариабельность ритма изолированного сердца
крысы."
Мухина И.В., Дворников А.В., Камайданов Н.А.
Центральная научно-исследовательская лаборатория (зав. - канд. биол.
наук И.В. Мухина) Нижегородской медицинской академии, Нижний Новогород.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 5, 2000, стр. 496-499.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
"Статистическую обработку данных производили
с применением t критерия Стьюдента."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты
сравнения отдельных групп между собой. Объем наблюдений равен 20. |
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и
достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения
и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных пар.
Для пары 359,3±22,7 и 208,3±6,5 значение критерия Фишера F = 12,196
(р=0,000000).
Для пары 357,1±21,6 и 208,1±6,5 значение критерия Фишера F =
11,043 (р=0,000001).
Для пары 12,9±1,7 и 18,9±4,5 значение критерия Фишера F = 7,007
(р=0,00004).
Для пары 2,9±0,3 и 4,3±0,9 значение критерия Фишера F = 9,043
(р=0,000007).
Для пары 72,0±3,1 и 58,1±5,8 значение критерия Фишера F = 3,5
(р=0,0045).
Для пары 446,7±54,2 и 264,8±13,2 значение критерия Фишера F =
16,86 (р=0,000000).
Для пары 147,6±15,7 и 158,8±26,9 значение критерия Фишера F =
2,936 (р=0,012).
Для пары 446,9±54,7 и 264,2±12,9 значение критерия Фишера F =
17,98 (р=0,000000).
Для пары 446,9±54,7 и 360,8±36,6 значение критерия Фишера
F = 2,234 (р=0,044).
Для пары 28,1±6,2 и 9,2±1,5 значение критерия Фишера F = 17,084
(р=0,000000).
Для пары 28,1±6,2 и 13,8±3,8 значение критерия Фишера F = 2,662
(р=0,019).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то
гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,
тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Из чего следует,
что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами
статистики, а стало быть их надежность и ценность сомнительны. |
Статья "Влияние циклического аналога ГАМК Т3-146
на содержание нейротрансэмиттеров в стволовых структурах мозга крыс ."
Уваров А.В., Кудрин В.С., Маликова Л.Н., Наревич В.Б., Галенко-Ярошевский
П.А.
НИИ фармакологии РАМН, Москва.
Кафедра фармакологии Кубанской государственной медицинской академии,
Краснодар.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 5, 2000, стр. 544-546.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
"Результаты экспериментов обрабатывали статистически
с использованием t критерия Стьюдента."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты
сравнения отдельных групп между собой. Объем наблюдений равен 8. |
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и
достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения
и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных пар.
Для пары 10,126±0,525 и 10,592±0,263 значение критерия Фишера
F = 3,985 (р=0,044).
Для пары 0,144±0,024 и 0,166±0,222 значение критерия Фишера F
= 85,563 (р=0,000003).
Для пары 0,204±0,042 и 0,247±0,015 значение критерия Фишера F
= 7,84 (р=0,007).
Для пары 1,674±0,728 и 0,841±0,051 значение критерия Фишера F
= 203,76 (р=0,000000).
Для пары 0,214±0,042 и 0,297±0,019 значение критерия Фишера F
= 4,886 (р=0,026).
Для пары 1,028±0,019 и 0,986±0,057 значение критерия Фишера F
= 9 (р=0,0048).
Для пары 3,436±0,296 и 2,371±0,145 значение критерия Фишера F
= 4,167 (р=0,0396).
Для пары 2,189±0,394 и 1,091±0,116 значение критерия Фишера F
= 11,537 (р=0,0023).
Для пары 1,272±0,061 и 1,497±0,183 значение критерия Фишера F
= 9 (р=0,0048).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости меньше 5%, то гипотеза
о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,
тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Из чего следует,
что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами
статистики, а стало быть их надежность и ценность сомнительны. |
Статья "Влияние излучения He-Ne лазера на ферментативную
активность и оптические свойства каталазы."
Артюхов В.Г., Башарина О.В., Пантак А.А., Свекло Л.С.
Воронежский государственный университет.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 6, 2000, стр. 633-636.
Цитата из статьи.
"Достоверность различий оценивали с помощью t критерия Стьюдента при
95% уровне значимости." . |
Наш комментарий.
Авторы сообщают, что "Достоверность различий оценивали ... при
95% уровне значимости". Обратимся к толкованию этого термина
в "Статистический словарь"/ Гл. ред. М.А. Королев, - 2-е изд., перераб.
и доп. - М.: Финансы и статистика. - 1989. - 623с. На стр.
542 читаем: "УРОВЕНЬ ЗНАЧИМОСТИ - одна из характеристик
качества критерия статистической проверки гипотез. Пусть выдвинута гипотеза
H0 (основная, или "нулевая"). Всякое стат. решение, принимаемое
на основе ограниченного ряда наблюдений, неизбежно сопровождается вероятностью ошибочного заключения. С вероятностью альфа гипотеза H0 может оказаться отвергнутой, в то время как на самом деле она является
справедливой (ошибка первого рода), или наоборот, с вероятностью бэта может быть принята гипотеза H0 в то время, как на самом деле
она является ошибочной (ошибка второго рода). ... В частности, при
фиксированном объеме выборки обычно задаются величиной альфа вероятности
ошибочного отвержения проверяемой гипотезы H0 . Эту вероятность
ошибочного отклонения "нулевой" гипотезы принято называть УРОВНЕМ ЗНАЧИМОСТИ...
На практике часто пользуются след. стандартными значениями альфа: 0,1 ,
0,05 , 0,025 , 0,01 , 0,005 , 0,001. Особенно распространенной является
величина УРОВНЯ ЗНАЧИМОСТИ альфа равная 0,05. Она означает, что в
среднем в пяти случаях из ста ошибочно отвергают высказанную гипотезу при
пользовании данным критерием статистическим."
Таким образом, используя уровень
значимости не менее 0,95, авторы
ошибочно отвергали высказанные гипотезы в 95 случаях из 100!
Дополним это толкование термина "УРОВЕНЬ ЗНАЧИМОСТИ" обратившись к определению
понятия доверительной вероятности, и, применив его, поясним смысл авторского
утверждения. Для этого используем популярную среди биологов и медиков книгу
Г.Ф. Лакина "Биометрия" (Москва, изд-во "Высшая школа", 1990. - 352с.),
в которой на стр.107 читаем следующее. "...С доверительной
вероятностью тесно связан уровень значимости альфа,
под которым понимают разность альфа=1-Р."
Следуя авторскому утверждению получается, что при
уровне значимости не менее 0,95 они использовали доверительную вероятность
не более 0,05! Фактически авторы утверждают, что они верят
собственным результатам не более, чем на 5%! Из
чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными
методами статистики, а стало быть их надежность и ценность весьма сомнительна.
К сожалению, абсурдное утверждение авторов ничуть не смутило редакцию
"Бюллетеня экспериментальной биологии и медицины" и рецензентов
этой статьи. Ю.Н. Тюрин. Теория вероятностей и статистика. Причина этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других
в области статистики, такой же, что и у авторов статьи...
Аналогичную ошибку допустили и авторы статей "Анализ
взаимосвязи полиморфизма С677Т гена метилентетрагидрофолатредуктазы с клиническими
проявлениями атеросклероза." ("Генетика", вып. 9, 2000, стр. 1269-1273.)
и "Депрессия кроветворения при Cl4 - индуцированном
гепатофиброзе: роль системной эндотоксинемии." (БЭБМ, вып. 8, 2000,
стр. 172-175.)
Применительно к этим ошибкам уместно напомнить высказывание,
приписываемое известному русскому хирургу Н.И.Пирогову: "Профан в какой-либо
области знания обнаруживает себя прежде всего незнанием терминологии."
В заключении отметим, что в ГОСТ 11.001-73 "Прикладная
статистика. Ряды предпочтительных численных значений статистических характеристик"
непосредственно перечисляются рекомендуемые значения подобных величин.
К сожалению, после того, как в 1946 г. по распоряжению."народного академика"
Т.Д.Лысенко был уничтожен
весь тираж стандарта по методике опытов (ГОСТ 3478-46) в
биологии и медицине так и не появились аналогичные отраслевые стандарты...
Другие примеры аналогичных нелепиц в многочисленных диссертациях
и статьях по медицине и биологии смотрите в разделе " Типология
описания использованных методов" работы " Долгое
прощание с лысенковщиной". |
Статья "Влияние фенсукцинала на развитие экспериментальной
инсулинрезистентности."
Горбенко Н.И., Полторак В.В., Гладких А.И., Иванова О.В.
Лаборатория патофизиологии (зав. проф. В.В. Полторак) Украинского
НИИ фармакотерапии эндокринных заболеваний, Харьков.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 7, 2000, стр. 52-55.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
"Полученные результаты обработаны статистически
с применением t критерия Стьюдента."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты
сравнения отдельных групп между собой. Объем наблюдений равен 8. |
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и
достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения
и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах).
Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для двух случайно выбранных пар.
Для пары 44,1±1,1 и 29,5±3,7 значение критерия Фишера F = 11,31
(р=0,002).
Для пары 89,6±3,4 и 141,1±10,5 значение критерия Фишера F = 9,537
(р=0,004).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то
гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,
тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Из чего следует,
что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами
статистики, а стало быть надежность их сомнительна. |
Статья "Влияние терапии пероксидазой экпериментальной
лепры на функциональное состояние фагоцитов, печени и картину крови у мышей."
Маслов А.К., Лужнова С.А.
НИИ по изучению лепры МЗ РФ, Астрахань.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 7, 2000, стр. 83-87.
Цитата из статьи.
стр. 85. "Результаты обрабатывали статистически по программе "Statgraf
phics" с применением t критерия Стьюдента." |
Наш комментарий.
Упоминаемый авторами статистический пакет, производимый американской
фирмой Manugistics, Inc., называется STATGRAPHICS. Наличие
этой орфографической ошибки в данной статье тем более удивительно, что
уже на стр. 89 приводится правильное название этого пакета. Э. Мэгарран. Экологическое разнообразие и его измерение. Для справки, сообщаем, что редакторы этого выпуска
БЭБМ О.В. Коланькова и Т.Е. Дубинина.
Вот такой ... phics ;-)
Другие примеры искажения названия этого пакета смотрите в разделе
"Смутно
пишут о том, о чем смутно представляют " нашей работы
"Долгое
прощание с лысенковщиной". |
Статья "Депрессия кроветворения при Cl4 - индуцированном гепатофиброзе: роль системной эндотоксинемии."
Шварц Я.Ш., Зубахин А.А., М.И. Душкин М.И.
НИИ терапии СО РАМН, Новосибирск.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 8, 2000, стр. 172-175.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
| "Статистическую обработку проводили с использованием
t критерия Стьюдента. при уровне доверительной
вероятности р < 0,05 . ... Эксперименты выполнены
на мышах-самцах линии BALB/C ()n=95) массой 20-25г. .."Далее в тексте приведены
выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. |
Авторы сообщают, что "Статистическую обработку проводили
... при уровне доверительной вероятности
р < 0,05". Обратимся к определению понятия доверительной
вероятности, и применив его, оценим смысл авторского утверждения. Для этого
используем популярную среди биологов и медиков книгу Г.Ф. Лакина "Биометрия"
(Москва, изд-во "Высшая школа", 1990. - 352с.), в которой на стр. 106 читаем
следующее. "Вероятности, признанные достаточными
для уверенного суждения о генеральных параметрах на основании известных
выборочных показателей, называют доверительными. Понятие о доверительных вероятностях предложено Р. Фишером. Оно вытекает
из принципа, который положен в основу применения теории вероятностей к
решению практических задач. Согласно этому принципу, маловероятные события
считаются практически невозможными, а события, вероятность которых близка
к единице, принимают за почти достоверные. Обычно в качестве доверительных
используют вероятности Р1=0,95; P2=0,99 и P3=0,999."
Следуя авторскому утверждению получается наоборот, что события с вероятностью р < 0,05 принимаются ими за почти достоверные. Иными словами,
увторы утверждают. что они верят собственным результатам не более, чем
на 5%! К сожалению, такое абсурдное утверждение ничуть не смутило редакцию
"Бюллетеня экспериментальной биологии и медицины" и рецензентов
этой статьи. Причина этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других
в области статистики, такой же, что и у авторов статьи...
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных
для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства
генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя
данные таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных пар.
Для пары 6,8±0,43 и 12,3±0,98 значение критерия Фишера F = 5,194
(р=0,000000).
Для пары 0,90±0,06 и 0,60±0,08 значение критерия Фишера
F = 1,778 (р=0,0029).
Для пары 4,2±0,3 и 6,4±0,52 значение критерия Фишера
F = 3,004 (р=0,000000).
Для пары 9,5±0,45 и 10,0±0,09 значение критерия Фишера
F = 25,0 (р=0,000000).
Для пары 0,6±0,03 и 0,90±0,12 значение критерия Фишера
F = 16,0 (р=0,000000).
Для пары 4,6±0,15 и 4,2±0,36 значение критерия Фишера
F = 5,76 (р=0,000000).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то
гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,
тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Из чего следует,
что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами
статистики, а стало быть надежность их весьма сомнительна. Тем более, что
авторы проводили свой анализ при уровне доверительной вероятности р <
0,05 ! |
Статья "Влияние аполипротеинов группы С на окислительное
фосфорилирование митохондрий печени крыс."
Панкин Л.Е., Шалбуева Н.И., Поляков Л.М.
НИИ биохимии СО РАМН, Новосибирск.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 8, 2000, стр. 184-186.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
"Статистическую обработку проводили с использованием
t критерия Стьюдента."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты
сравнения отдельных групп между собой. |
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и
достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения
и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных пар.
Для пары 89,4±4,2 (n=13) и 76,3±0,8 (n=6) значение критерия Фишера
F = 59,719 (р=0,00014).
Для пары 89,9±4,2 (n=13) и 60,6±2,4 (n=8) значение критерия Фишера
F = 4,977 (р=0,021).
Для пары 3,8±0,2 (n=13) и 3,1±0,1 (n=6) значение критерия Фишера
F = 8,667 (р=0,013).
Для пары 151,6±8,9 (n=13) и 90,8±4,6 (n=8) значение критерия
Фишера F = 6,083 (р=0,012).
Для пары 2,11±0,05 (n=4) и 1,67±0,18 (n=4) значение критерия
Фишера F = 12,96 (р=0,032).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то
гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,
тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Из чего следует,
что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами
статистики, а стало быть надежность их весьма сомнительна. Тем более, что
авторы проводили свой анализ при уровне доверительной вероятности р <
0,05 ! |
Статья "Влияние гиперлипидемии на чувствительность
тимоцитов к апоптозу у мышей линии CBA и C57BI/C."
Киселева Е.П., Пузырева В.П., Огурцова Р.П., Ковалева И.Г.
Институт экспериментальной медицины РАМН, Санкт-Петербург.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 8, 2000, стр. 200-202.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
"Полученные данные обработаны статистически
с использованием t критерия Стьюдента."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты
сравнения отдельных групп между собой. Для конкретных сравниваемых пар
гурпп не сообщается объем выборок, однако в тексте статьи сказано, что
объем выборок изменялся в интервале от 8 до 16. |
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и
достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения
и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных пар.
Поскольку для каждой конкретной группы сравнения в статье не указан объем
выборки, то используем минимально возможное в данное случае значение, равное
8.
Для пары 2,4±0,1 и 6,0±0,3 значение критерия Фишера F = 9,719
(р=0,0048).
Для пары 2,3±0,1 и 3,8±0,2 значение критерия Фишера F = 4 (р=0,044).
Для пары 1,6±0,1 и 3,0±0,2 значение критерия Фишера F = 4 (р=0,044).
Для пары 17,6±0,1 и 26,0±0,2 значение критерия Фишера F
= 4 (р=0,044).
Для пары 17,2±0,1 и 22,7±0,4 значение критерия Фишера F = 16
(р=0,0008).
Для пары 8,6±0,2 и 13,1±0,4 значение критерия Фишера F = 4 (р=0,044).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то
гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,
тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Из чего следует,
что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами
статистики, а стало быть надежность их весьма сомнительна. |
Статья "Влияние трансплантации фетальных тканей
на репаративные процессы при экспериментальной циррозе печени."
Батанов А.Н., Эберт Л.Я., Димов П.Г., Пышкин С.А.
Биомедицинский центр (ГКБ N9), Государственная
медицинская академия,
Городской центр хирургической гастроэнтерологии (ГКБ N8),
Челябинск.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 8, 2000, стр. 216-219.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
| "Все результаты обработывали статистически по
t критерию Стьюдента.
Таблица 3.
Степени выраженности (в баллах) гистологических
изменений (M±m), n=8-9)."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты
сравнения отдельных групп между собой. Для конкретных сравниваемых пар
гурпп не сообщается объем выборок, однако в тексте статьи сказано, что
объем выборок изменялся в интервале от 7 до 10. |
Приведем цитаты из популярной среди биологов и медиков
книги Г.Ф.Лакина "Биометрия" (М.: Высшая школа, 1990. - 352с).
Стр. 82: "Случайные величины делятся на дискретные и непрерывные. Случайная
ведичина называется дискретной, если она может принимать только определенные
фиксированные значения, которые обычно выражаются целыми числами. Если
же случайная величина способна принимать любые числовые значения,
она называется непрерывной."
Стр. 113: "Открытый Стьюдентом и теоретически обоснованный Р.Фишером
закон t-распределения служит основой так называемой теории малой выборки,
которая характеризует распределение выборочных средних в нормально распределяющейся совокупности в зависимости от
объема выборки." На следующих страницах этой книги автор популярно излагает
особенности законов распределения вероятностей для дискретных и непрерывных
величин.
Ошибка авторов статьи заключается в использовании
критерия Стьюдента к дискретным, балльным оценкам степени выраженности
гистологических изменений, тогда как его можно использовать
только к непрерывным величинам, отвечающим к тому же определенным условиям. Типичный
пример этой ошибки наблюдается в диссертациях "Влияние
оксибутирата лития на функциональное состояние коры и подкорковых образований
мозга кроликов (экспериментальное исследование)" и "Хронобиологические
основы нейротропных эффектов солей лития", когда один и тот же
автор повторяет ее вначале в кандидатской, а затем и в докторской диссертации.
Часть анализируемых авторами признаков являются непрерывными, количественными
признаками. Для этих признаков в работе не сообщается о проверке условий
необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности
распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во
всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных пар.
Поскольку для каждой конкретной группы сравнения в статье не указан объем
выборки, то используем минимально возможное в данное случае значение, равное
7.
Для пары 11,83±0,65 и 27,14±2,08 значение критерия Фишера F =
10,24 (р=0,0061).
Для пары 27,14±2,08 и 13,58±4,94 значение критерия Фишера F =
5,64 (р=0,027).
Для пары 4,32±1,17 и 2,4±0,46 значение критерия Фишера F = 6,469
(р=0,019).
Для пары 1,8±0,98 и 1,49±0,3 значение критерия Фишера F
= 10,671 (р=0,0056).
Для пары 1,8±0,98 и 1,14±0,22 значение критерия Фишера F = 19,743
(р=0,001).
Для пары 21,0±3,0 и 48,25±7,71 значение критерия Фишера F = 6,605
(р=0,018).
Для пары 2,36±0,16 и 3,7±0,42 значение критерия Фишера F = 6,891
(р=0,017).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то
гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,
тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Учитывая
приведенные выше аргументы, можно утверждать, что выводы авторов не могут
быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть
их надежность и ценность, весьма сомнительны. |
Статья "Апоптоз: снижение общей численности популяции
гепатоцитов мышей после гипотермии."
Молодых О.П., Непомнящих Л.М., Лушникова Е.Л., Клинникова М.Г.
Лаборатория цитологии и клеточной биологии (зав. - проф. Е.Л.
Лушникова) НИИ региональной патологии и патоморфологии СО РАМН, Новосибирск.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 9, 2000, стр. 336-341.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
| "В эксперименте использовали 36 мышей-самцов..,
8 животных служили контролем. Значимость различий оценивали с помощью
t критерия Стьюдента.
"Таблица.
Количественная оценка популяции гепатоцитов в печени мышей линии СВА после
однократного общего перегрева (M±m)".
Далее в таблице приводятся выражения типа M±m и
результаты парных сравнений между группами "Опыт" и "Контроль". |
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и
достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения
и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах).
Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных пар.
Для пары 1150,0±84,2 и 1180,0±25,5 значение критерия Фишера
= 2,423 (р=0,039).
Для пары 878,3±25,9 и пары 856,6±47,2 значение критерия
Фишера F = 14,945 (р=0,00055).
Для пары 878,3±25,9 и пары 777,6±35,5 значение критерия
Фишера F = 8,312 (р=0,00036).
Для пары 878,3±25,9 и пары 771,6±52,3 значение критерия
Фишера F = 18,349 (р=0,00028).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то
гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,
тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Из чего следует,
что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами
статистики, а стало быть надежность их весьма сомнительна. |
Статья "Состояние систем свертывания и фибринолиза
у крыс после проведения хирургической операции с применением монополярного
электрохирургического скальпеля."
Шубина Т.А., Лютова Л.В., Карабасова М.А., Мынбаев О.А., Андреенко
Г.В.
Лаборатория ферментативного фибринолиза (зав. проф. Г.В. Андреенко)
Биологического факультета Московского государственнрого университета им.
М.В. Ломоносова, Москва.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 9, 2000, стр. 351-355.
Цитаты из статьи.
В опытах использовали 45 белых крыс-самок массой 200г. ... Статистическую
обработку данных проводили с использованием t критерия Стьюдента.
Табл. 2
Изменение клеточного состава ПЖ (%) после проведения хирургической операции
на маточных рогах крыс с использованием монополярного электрохирургического
скальпеля (M±m)". |
Срок после операции, сут.
|
Фон |
1 |
7 |
15 |
21 |
45 |
Полиморфно-
ядерные
лейкоциты |
30,2±0,5 |
57,7±5,7** |
30,9±1,9** |
42,8±1,2* |
41,7±1,4* |
40,8±2,5 |
| Лимфоциты |
44,3±0,2 |
23,7±5,7** |
30,3±8,8 |
31,5±0,3* |
27,9±0,5* |
37,4±0,6* |
| Макрофаги |
26,0±0,4 |
18,7±1,7** |
28,1±1,7 |
24,5±0,4** |
29,8±1,8*** |
21,8±1,7*** |
Наш комментарий.
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных
для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства
генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя
данные этой таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных пар. Результаты
этой проверки приведены ниже.
Для пары 30,2±0,5 и 57,7±5,7 значение критерия Фишера F
= 129,96 (р=0,000000).
Для пары 30,2±0,5 и 30,9±1,9 значение критерия Фишера F
= 14,44 (р=0,000000).
Для пары 30,2±0,5 и 42,8±1,2 значение критерия Фишера
F = 5,76 (р=0,000000).
Для пары 30,2±0,5 и 41,7±1,4 значение критерия Фишера
F = 7,84 (р=0,000000).
Для пары 30,2±0,5 и 40,8±2,5 значение критерия Фишера
F = 25 (р=0,000000).
Для пары 44,32±0,2 и 23,7±5,7 значение критерия Фишера
F = 812,25 (р=0,000000).
Для пары 44,32±0,2 и 30,3±8,8 значение критерия Фишера
F = 1936 (р=0,000000).
Для пары 44,32±0,2 и 31,5±0,3 значение критерия Фишера
F = 2,25 (р=0,0042).
Для пары 44,32±0,2 и 27,9±0,5 значение критерия Фишера
F = 6,25 (р=0,000000).
Для пары 44,32±0,2 и 37,4±0,6 значение критерия Фишера
F = 9 (р=0,000000).
Для пары 26,0±0,4 и 18,7±1,7 значение критерия Фишера
F = 18,063 (р=0,000000).
Для пары 26,0±0,4 и 28,1±1,7 значение критерия Фишера
F = 18,063 (р=0,000000).
Для пары 26,0±0,4 и 29,8±1,8 значение критерия Фишера
F = 20,25 (р=0,000000).
Для пары 26,0±0,4 и 21,8±1,7 значение критерия Фишера
F = 18,063 (р=0,000000).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то
гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых
группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма
маловероятно, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть
использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). Более того, нередко величины
дисперсий различаются между собой в несколько раз! Из чего
следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными
методами статистики, а стало быть их надежность и ценность весьма сомнительны. |
Статья "Структурно-метаболические изменения в проводящей
системе сердца при массивной легочной эмболии."
Тверская М.С., Карпова В.В., Вирганский А.О., Ключиков В.Ю., Сухопарова
В.В., Жерикова Н.С.
Российский государственный медицинский университет, отдел хирургических
исследований, Москва.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 10, 2000, стр. 382-387.
| Цитаты из статьи |
Наш комментарий |
"Исследование проведено на 40 беспородных собаках
массой 15-20 кг.... Активность оценивали
по 4-балльной шкале [1] ... Полученные данные обрабатывали
методами математической статистики с использованием
t критерия Стьюдента....
Таблица 1. Активность ферментов (баллы)
в проводящих кардимиоцитах желудочков сердца (M±m).
.....
Примечание: Р< 0,05: *..... |
Приведем цитаты из популярной среди биологов и медиков
книги Г.Ф.Лакина "Биометрия" (М.: Высшая школа, 1990. - 352с).
Стр. 82: "Случайные величины делятся на дискретные и непрерывные. Случайная
ведичина называется дискретной, если она может принимать только определенные
фиксированные значения, которые обычно выражаются целыми числами. Если
же случайная величина способна принимать любые числовые значения,
она называется непрерывной."
Стр. 113: "Открытый Стьюдентом и теоретически обоснованный Р.Фишером
закон t-распределения служит основой так называемой теории малой выборки,
которая характеризует распределение выборочных средних в нормально распределяющейся совокупности в зависимости от
объема выборки."
На следующих страницах этой книги автор популярно излагает особенности
законов распределения вероятностей для дискретных и непрерывных величин.
Ошибка авторов данной статьи заключается в использовании
критерия Стьюдента к дискретным, балльным оценкам активности
ферментов, тогда как его можно использовать только к непрерывным величинам,
отвечающим к тому же определенным условиям. Типичный
пример этой ошибки наблюдается в диссертациях "Влияние
оксибутирата лития на функциональное состояние коры и подкорковых образований
мозга кроликов (экспериментальное исследование)" и "Хронобиологические
основы нейротропных эффектов солей лития", когда один и тот же
автор повторяет ее вначале в кандидатской, а затем и в докторской диссертации.
Из чего следует, что выводы
авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики,
а стало быть надежность их весьма сомнительна. |
Статья "Поверхностная архитектоника эритроцитов
периферической крови у психически больных".
Новицкий В.В., Рязанцева Н.В., Семин И.Р.
Сибирский государственный медицинский университет, Томск.
НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН.
Бюллетень экспериментальной
биологии и медицины, вып. 10, 2000, стр. 429-432.
|
"Достоверность различий между сравниваемыми группами оценивали с использованием t критерия Стьюдента. .. Измеряли внешний
диаметр клетки и размер центральной впадины у 50 произвольно выбранных
дискоцитов, вычисляли процентное соотношение между этими показателями."
Таблица.
Морфологические характеристики популяции эритроцитов (%) у больных психическими
расстройствами по данным сканирующей электронной микроскопии (X±m).
| Морфологические формы |
Здоровые доноры |
Больные с непсихотическими психическими расстройствами |
Больные с умственной отсталостью |
Больные параноидной шизофренией |
| Нормальные ДД: |
87,77±0,12 |
83,04±0,37* |
81,28±0,28 ++ |
80,59±0,19 *+xx |
| эллипсы |
0,24±0,02 |
0,49±0,04* |
0,39± 0,05** |
0,58±0,04 *x |
| плоские диски |
0,21±0,01 |
0,75±0,07* |
0,73±0,08 * |
0,95±0,03 *++x |
| дискоциты с выростом |
3,62±0,08 |
4,96±0,04 |
5,48±0,11 *+ |
5,19±0,09 +++xx |
| дискоциты с гребнем |
4,56±0,06 |
5,28±0,11* |
6,07±0,12 *+ |
5,88±0,07 *+ |
| дискоциты с множественными выростами |
0,67±0,03 |
0,88±0,06 ** |
1,19±0,04 *+ |
1,24±0,02 *+ |
| эритроциты в виде тутовой ягоды |
0,12±0,01 |
0,11±0,01 |
0,11±0,01 |
0,13±0,01 |
Необратимо трансформи-
рованные эритроциты: |
|
|
|
|
| куполообразные |
1,04±0,17 |
1,33±0,06 |
1,26±0,07 |
1,51±0,03 **++x |
| сферические |
1,26±0,02 |
1,96±0,10* |
2,13±0,09 * |
2,33±0,02 *+xx |
| в виде спущенного мяча |
0,52±0,03 |
0,69±0,03 * |
0,78±0,04 * |
0,84±0,02 *+ |
| дегенеративные формы |
0,19±0,01 |
0,66±0,05 * |
0,57±0,07 * |
0,79±0,03*+++х |
Примечание: * p < 0,001, ** p < 0,01 по сравнению с показателями
у здоровых доноров;
+ p < 0,001, ++ p < 0,01, +++ p
< 0,05 по сравнению с показателями с непсихотическими расстройствами;
x p < 0,01, xx p < 0,05 по сравнению с
показателями больных с умственной отсталостью. |
| Наш комментарий.
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных
для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства
генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Учитывая
достаточно большую трудоемкость данного исследования, обусловленную применением
электронной микроскопии, оценим соответствие надежности
декларируемых авторами экспериментальных выводов этой трудоемкости.
Используя данные этой таблицы, проведем проверку гипотез
о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных пар. Результаты
этой проверки приведены ниже в таблице.
Первая пара
X±m |
Вторая пара
X±m |
F-критерий Фишера |
Достигнутый уровень значимости F-критерия |
Вывод по нулевой гипотезы о равенстве генеральных дисперсий
в сравниваемых группах |
| 81,28±0,28 |
87,77±0,12 |
5,444 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,39±0,05 |
0,24±0,02 |
6,25 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,73±0,08 |
0,21±0,01 |
64 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 5,48±0,11 |
3,62±0,08 |
1,891 |
0,014 |
Дисперсии не равны |
| 6,07±0,12 |
4,56±0,06 |
4 |
0,000002 |
Дисперсии не равны |
| 1,26±0,07 |
1,04±0,17 |
5,898 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 2,13±0,09 |
1,26±0,02 |
20,25 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,66±0,05 |
0,19±0,01 |
25 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,57±0,07 |
0,19±0,01 |
49 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 81,28±0,22 |
83,04±0,37 |
1,746 |
0,027 |
Дисперсии не равны |
| 5,48±0,11 |
4,96±0,04 |
1,891 |
0,014 |
Дисперсии не равны |
| 83,04±0,37 |
80,59±0,19 |
3,792 |
0,000004 |
Дисперсии не равны |
| 0,75±0,07 |
0,95±0,03 |
5,444 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 4,96±0,04 |
5,19±0,09 |
5,063 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,88±0,06 |
1,24±0,02 |
9 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 1,33±0,06 |
1,51±0,03 |
4 |
0,000002 |
Дисперсии не равны |
| 1,96±0,10 |
2,33±0,02 |
25 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,69±0,03 |
0,84±0,02 |
2,25 |
0,0027 |
Дисперсии не равны |
| 0,66±0,05 |
0,79±0,03 |
2,778 |
0,00025 |
Дисперсии не равны |
| 87,77±0,12 |
83,04±0,37 |
9,507 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,24±0,02 |
0,49±0,04 |
4 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,21±0,01 |
0,75±0,07 |
49 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 4,96±0,04 |
3,62±0,08 |
4 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 4,56±0,06 |
5,28±0,11 |
3,361 |
0,00002 |
Дисперсии не равны |
| 0,88±0,06 |
0,67±0,03 |
4 |
0,000002 |
Дисперсии не равны |
| 1,33±0,06 |
1,04±0,17 |
8,08 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 1,96±0,1 |
1,26±0,02 |
25 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,66±0,05 |
0,19±0,01 |
25 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,73±0,08 |
0,95±0,03 |
7,111 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 1,26±0,07 |
1,51±0,03 |
5,444 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 2,13±0,09 |
2,33±0,02 |
20,25 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
| 0,57±0,07 |
0,79±0,03 |
5,444 |
0,000000 |
Дисперсии не равны |
Поскольку достигнутый уровень значимости для всех приведенных в таблице
пар сравнений гораздо меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для
этих случаев отвергается. Более того, нередко величины
дисперсий различаются между собой в десятки раз!
Вывод: если даже предположить, что во всех
44-х группах наблюдалось нормальное распределение, что весьма маловероятно, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему
Беренса-Фишера). . Из чего следует,
что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами
статистики, а стало быть их надёжность и ценность сомнительны. |
|
