Действительно, в диссертации основным методом анализа собранных данных является факторный анализ. Практически все основные выводы исследования опираются на результаты его использования. Ниже мы обсудим детали использования диссертантом технологии этого вида анализа и корректность его проведения. А пока вновь обратимся к автореферату диссертации, из которого узнаём следующую информацию. Руководили научным исследованием 2 доктора медицинских наук, и ещё 2 доктора медицинских наук были официальными оппонентами. Процитируем п. 22 и 24 «ПОЛОЖЕНИЯ О ПОРЯДКЕ ПРИСУЖДЕНИЯ УЧЕНЫХ СТЕПЕНЕЙ». 

п. 22: «Диссертационные советы назначают официальных оппонентов по диссертации из числа компетентных в соответствующей отрасли науки учёных, давших на это свое согласие. … По кандидатской диссертации назначаются два официальных оппонента, из которых один должен быть доктором наук, а второй - доктором или кандидатом наук».

п. 24: «Официальный оппонент на основе изучения диссертации и опубликованных работ по теме диссертации представляет в диссертационный совет письменный отзыв, в котором оцениваются актуальность избранной темы, степень обоснованности научных положений, выводов и рекомендаций, сформулированных в диссертации, их достоверность и новизна, а также даётся заключение о соответствии диссертации критериям, установленным настоящим Положением».

    Итак, кто же оценивал «…степень обоснованности научных положений, выводов и рекомендаций, сформулированных в диссертации, их достоверность и новизну»? «Галина Владимировна Артамонова, профессор (2004), доктор медицинских наук по специальности «общественное здоровье и здравоохранение» (2001), заместитель директора УРАМН НИИ комплексных проблем сердечно-сосудистых заболеваний Сибирского отделения РАМН (г. Кемерово, Сосновый б-р, 6), заведующая отделом оптимизации медицинской помощи при сердечно-сосудистых заболеваниях НИИ (2009), профессор кафедры общественного здоровья, здравоохранения и медицинской информатики ГОУ ВПО Кемеровской ГМА Росздрава (2002). …

  Автор около 200 научно-педагогических трудов, в том числе двух монографий, 12 учебно-методических пособий, рекомендованных учебно-методическим объединением по медицинскому и фармацевтическому образованию МЗ РФ для подготовки студентов, организаторов здравоохранения и специалистов системы медицинского страхования, 20 методических рекомендации для практического здравоохранения и научных исследований. Член диссертационного совета по защите кандидатских и докторских диссертаций по специальности «общественное здоровье и здравоохранение» при КемГМА (с 2004), учёный секретарь Кузбасского научного центра Сибирского отделения РАМН (с 2003), научный редактор ежегодного издания «Вестник Кузбасского научного центра». Под её руководством защищена 1 докторская диссертация и 5 кандидатских диссертаций» (URL: http://www.famous-scientists.ru/3850/ ) Добавим к перечисленному выше, что Галина Владимировна Артамонова является заместителем директора по научной работе Кузбасского кардиологического центра

На этой же стр. 31 диссертации дана ссылка [116] на работу Н.А. Плохинского «О расчёте выборки для изучения качественных признаков»:

Однако в списке литературы под номером 116 вместо книги Н.А. Плохинского находится следующий источник: «Проведение социологических исследований» (см. выше)

Отметим, что для этого источника №116 вообще не указано никаких выходных данных – ни автора, ни издательства, ни места издания, нет ни года издания, ни числа страниц и т.п. Весь источник представлен всего лишь тремя словами! (Тайна сия велика есть!)

А в списке литературы на стр. 127-128 под номером 95 расположен также другой автор: Морозов Н.В. а не Отдельнова К.А.

Читаем дальше. Стр. 34: «Оценка достоверности полученных результатов проводилась с использованием параметрических (средняя ошибка показателя) и непараметрических методов исследования (критерий Стьюдента, критерий соответствия)»:

Итак, В.В. Леонтьев считает, что к параметрическим методам (статистики) относится вычисление средней ошибки показателя. А вот к непараметрическим методам относятся критерий Стьюдента и некий критерий соответствия. Судя по тому, что данный фрагмент текста остался в диссертации неизменным, это мнение В.В. Леонтьева о том, что такое параметрические и непараметрические методы, разделяют и 4 доктора наук, упомянутые выше. Если они, конечно, читали данный фрагмент текста. Действительно, нельзя же ведь требовать от научного руководителя, научного консультанта, официальных оппонентов и ведущей организации, чтобы они читали ВСЕ СТРАНИЦЫ диссертации… Не меньший интерес вызывает и вопрос о том, а читали ли эти утверждения эксперты ВАК РФ, вынося своё аргументированное (Sic!) суждение по данной диссертации? Отметим отдельно, что используя критерия Стьюдента, диссертант ничего не говорит о проверке ограничений на использование этого критерия.

Читаем дальше. Стр. 37:

Обратим внимание читателей на то, что, во-первых, автор неверно привёл название довольно популярного статистического пакета программ. Вместо Statistica написано Statistika. Уже одно это говорит об уровне авторского владения данным статистическим пакетом. Представим себе, что фтизиатр слово «туберкулёз» пишет следующим образом: «тубиркулёз». Можно ли считать этого врача квалифицированным фтизиатром? Однако самое важное то, что автор использовал  для выполнения факторного анализа коэффициенты ранговой корреляции Спирмена, а не коэффициенты линейной корреляции Пирсона, как того требует метод.

На стр. 63 автор сообщает, что был использован факторный метод (факторный анализ), и что 123 вопроса (пункта) были разделены на 5 блоков. Причём каждый блок «подвергался преобразованиям в соответствие с методикой, описанной в монографии К. Иберла (1980).  Сама анкета, как сообщает диссертант, представлена в приложении (1). Ниже приведём выборочно несколько страниц из Приложения 1, чтобы читатели смогли увидеть, какие конкретно вопросы фиксировались диссертантом, и какие ответы предлагались на эти вопросы.

   Несложно заметить, что практически все признаки, сформулированные в виде вопросов, представляют собой номинальные, качественные признаки. А по качественным признакам нельзя указать, какая градация больше, или меньше. Т.е. нельзя для этих признаков указать, в какой градации объект «длинней и толще».  А ведь для вычисления ранговой корреляции Спирмена как раз и необходимо наличие в анализируемых признаках соотношений «больше – меньше». Иными словами, по данной матрице исходных данных вычисление коэффициентов Спирмена бессмысленно! Более того, все монографии и учебники по математической статистике, в которых рассматривается факторный анализ, ясно говорят о том, что данный вид анализ возможен только для набора непрерывных, количественных признаков. Читатели без труда могут сделать поиск в интернете и найти массу страниц с описанием основ факторного анализа. Сошлёмся для начала на две такие страницы. Первая ссылка относится к широко известному Федеральному образовательному порталу «Российская социологическая энциклопедия». На этом портале размещена страница «Анализ факторный это:» Вот что на ней могли бы прочитать незадачливый диссертант, его научный руководитель и научный консультант: «Анализ факторный в его классическом варианте разработан для данных, полученных при измерениях по интервальным шкалам. Это ограничение связано с предположениями формальной модели, на которой базируется классический анализ факторный. … Анализ факторный в рамках изложенной модели применим лишь к количественным данным».  

    В процессе измерения выделяют несколько основных шкал: абсолютная, отношений, циклическая, интервальная, порядковая, номинальная. В шкале интервалов нет физически  аргументированного нулевого значения.  В этой шкале объектом процедуры измерения выступают интервалы. Типичный пример такой шкалы – шкала времени. Действительно, какой момент времени считать нулевым? Поэтому за нулевую точку отсчета можно выбирать удобный в каждом конкретном случае тот или иной момент. Например, в одних странах начало летоисчисления ведут от рождества Христова, а в мусульманских странах на 622 г . позднее – от переезда Мухаммеда в Медину. А в шкале отношений, имеется естественное нулевое значение, которое устанавливается в зависимости от точности измерений. Например, в такой шкале мы измеряем вес. Далее используется шкала порядка (ранговая шкала). В таких шкалах характеризуются сила ветра (шкала Бофорта), сила землетрясений (шкала магнитуд по Рихтеру), твёрдость материалов (шкала твёрдости по Моосу). В ней же можно упорядоченно расположить по иерархии воинские звания, некоторые должности, учёные звания и т.п.

    Шкала наименований, или номинальная шкала – это качественная, а не количественная шкала, она не содержит нуля, эталона для измерения, и единиц измерения. Такими шкалами пользуются для названия цвета, имени, фамилии, и т.п. Нет такого эталона, сверяя с которым человека, можно определить, что имя этого человека должно быть Вячеслав, или, например, Валерий. При использовании данной шкалы недопустимы арифметические действия. А используются в ней лишь отношения эквивалентности: равно или не равно. Обратимся к признаку 004 – Пол. Признак имеет две градации, мужской – обозначено как 1, и женский – обозначено как 2. Выходит что женский пол в 2 раза больше (толще? уже? длиннее? короче? тяжелее) мужского? В чём больше? А в признаке 006 – «Район городской», получаем, что Октябрьский район больше Советского ровно в 5 раз.  В 057 признаке отношение будет равно 10, в 097 признаке – 7, в 098 признаке – 13,  и т.д. Что же делает диссертант? Используя матрицу с качественными, номинальными признаками, он присваивает отдельным градациям этих признаков числовые значения, а затем для них вычисляет коэффициенты ранговой корреляции Спирмена. А далее, используя эту корреляционную матрицу, выполняет факторный анализ. Напомним, что при использовании шкалы наименований, номинальной шкалы, недопустимы арифметические действия. Тогда как при вычислении коэффициентов корреляции, таких как коэффициенты корреляции Пирсона и Спирмена, необходимо производить над числовыми значениями вычитание, сложение и деление.  

    Можно ли полученные в результате всех этих некорректных операций считать полученные выводы научными? Разумеется, нет, скорее это просто БСК. (Что такое БСК? Эту аббревиатуру каждый из читателей может расшифровать по-своему …). Отметим, что «отцы-основатели» современной прикладной статистики М.Дж. Кендалл и А. Стьюарт, в последнем томе трёхтомного курса статистики «Многомерный статистический анализ и временные ряды» [Изд-во «Наука», Главная редакция физ-мат литературы, М.: 1976. – 736 с.], в главе посвящённой факторному анализу, специально предостерегают относительно попытки выполнения факторного анализа с заменой корреляционной матрицы с линейными коэффициентами Пирсона иными коэффициентами корреляции.  

   Вернёмся к оппонентам данной диссертации. Никоим образом, не ставя под сомнение их высокую квалификацию в области практической медицины, позволим всё же усомниться в их квалификации в области факторного анализа. К этому же выводу можно придти, например, познакомившись и с доступными электронными версиями публикаций А.И. Бабенко и Г.В. Артамоновой. Поэтому вполне естественно, что уважаемые оппоненты при изучении диссертации В.В. Леонтьева и не могли обнаружить столь грубые искажения технологии факторного анализа. Однако не у каждого оппонента хватит научной честности признаться в том, что он не компетентен в вопросах, выходящих за пределы его профессиональных знаний, и в силу этого отказаться от оппонирования. Зная об этом, некоторые диссертанты и прибегают к таким интеллектуальным уловкам, используя в своих исследованиях статистический инструментарий, заведомо недоступный как руководителю, так и оппонентам.   Впрочем, подобный искажённый подход к использованию факторного анализа присущ не только В.В. Леонтьеву.

   Выше мы отмечали, что в качестве ведущей организации по данной диссертации выступал  Сибирский государственный медицинский университет (СГМУ). Процитируем п. 25 «ПОЛОЖЕНИЯ О ПОРЯДКЕ ПРИСУЖДЕНИЯ УЧЕНЫХ СТЕПЕНЕЙ»: «25. Диссертационные советы назначают по диссертациям ведущие (оппонирующие) организации, широко известные своими достижениями в соответствующей отрасли науки. В отзыве ведущей организации отражается значимость полученных автором диссертации результатов. В отзыве о работах, имеющих прикладной характер, должны также содержаться конкретные рекомендации по использованию результатов и выводов диссертации».

    Думаю, что выбор СГМУ в качестве ведущей организации был не случаен. Ведь именно СГМУ «широко известен» тем, что в диссертации на соискание учёной степени доктора медицинских наук «Клиническая оценка реакции нейтрофилов при острой пневмонии у детей» более 20 лет тому назад были полностью воспроизведены те же самые ошибки в использовании факторного анализа. Анализ этих ошибок приведён по адресу http://www.biometrica-tomsk.ru/kk/index_3.htm#39 Подобные ошибки были нами рассмотрены в статье «ФАКТОРНЫЙ АНАЛИЗ: ОСНОВНЫЕ ПОЛОЖЕНИЯ И ОШИБКИ ПРИМЕНЕНИЯ» опубликованной в "Международном журнале медицинской практики" (вып.3, 2005, стр. 14-16), с которой можно познакомиться по адресу http://www.biometrica-tomsk.ru/factor.htm

   Начнём с того, что авторы Н.А. Барбараш и О.Л. Барбараш не определили в своей статье, какие конкретно величины они обозначают выражением М ± м?  Можно предположить, что первая величина отвечает среднему арифметическому. Однако относительно второй величины – «м», следующей за знаком  « ± », такой уверенности уже нет. Очень часто, в том числе и в статьях журналов «Медицина в Кузбассе» и «Мать и Дитя в Кузбассе»  используют выражение «М ± m», где буквой «m» обозначают ошибку среднего. Однако в этой статье используется иное обозначение, и вторая величина может быть в принципе, чем угодно. Например, полушириной доверительного интервала для генерального среднего, или стандартным отклонением, или же ошибкой среднего.

    Проанализируем второе утверждение – «Достоверность различий оценивали с помощью критериев Стъюдента и Вилкоксона в зависимости от правильности распределения выборок, оцениваемых с помощью критерия Фишера». Интересно, кто устанавливает «правила» для определения авторами Н.А. Барбараш и О.Л. Барбараш «правильности распределения выборок»? Быть может член редколлегии журнала Барбараш Л.С? Или главный редактор журнала Евтушенко А.Я?  Или научный редактор журнала Н.С. Черных? А может эти «правила» установил сам Р.А. Фишер, английский статистик и генетик, один из основателей математической статистики и математической популяционной генетики, на критерий которого и ссылаются авторы?  Или же эти «правила» Н.А. Барбараш и О.Л. Барбараш установили для себя сами? И наконец, как можно с помощью критерия Фишера оценивать «правильность распределения выборок»?  Быть может это не распределения «неправильные», а сами авторы что-то делали неправильно? Сократ учил, что для получения правильных выводов необходимо вначале определять понятия. И это наставление не устарело и по сей день спустя более 2 тысяч лет.  Об этом же говорил в 17 веке и основоположник методологии научного познания, французский математик, физик, физиолог и философ, Рене Декарт: «Объясните значение слов – и Вы избавите мир от половины его заблуждений».

    Сделаем поиск в интернете на словосочетание «критерий Фишера» и поясним, для чего используется данный критерий. Вот описания критерия с трёх адресов. «Критерий Фишера, F-test. Синонимы: F-критерий. Критерий для оценки значимости различия дисперсий двух случайных выборок. Для этого вычисляется F-статистика, равная F = D₁/D₂, где D₁ – большая дисперсия, D₂ – меньшая дисперсия. Если полученное значение F-статистики больше критического для определенного уровня значимости и соответствующих чисел степеней свободы для числителя и знаменателя, то дисперсии считаются значимо различающимися. В Data Mining применяется для оценки значимости регрессионных моделей».  «Критерий Фишера НЗР (Наименьшей значимой разности). Этот апостериорный критерий (или критерий множественных сравнений) может использоваться для определения значимых различий между групповыми средними в установке дисперсионного анализа. Критерий Фишера считается одним из наименее консервативных апостериорных критериев (подробное рассмотрение различных апостериорных критериев см. в работе Winer, Michels, & Brown (1991)».

  «Критерий Фишера применяется для проверки равенства дисперсий двух выборок. Его относят к критериям рассеяния. Критерий Фишера основан на дополнительных предположениях о независимости и нормальности выборок данных. Перед его применением рекомендуется выполнить проверку нормальности». Как видим, нет здесь ничего о проверке «правильности выборок». И в принципе быть не может, поскольку в статистике нет такого понятия, как правильность или неправильность выборки, или распределения. Эти понятия ввели сами авторы – Н.А. Барбараш и О.Л. Барбараш, не удосужившись при этом даже уточнить для себя и для читателей, что же они под этим понимают. 

Для того, чтобы лучше понять абсурдность авторского утверждения о правильности распределения выборки, разберёмся, что принято в статистике понимать под термином «выборка». Обратимся к популярной среди медиков и биологов книге Лакина Г.Ф. Биометрия (М.: Высш. Школа, 1990. – 352 с.). На стр. 96 этой книги читаем: «Совокупность, из которой отбирают определённую часть её членов для совместного изучения, называют генеральной. Отобранная тем или иным способом часть генеральной совокупности получила название выборочной совокупности, или выборки». На стр. 13 журнала «Медицина в Кузбассе», №1, 2007,  читаем: «Исследования проведены в два этапа. Первый из них был посвящен оценке роли типа коронарного поведения у больных ГБ, наблюдавшихся в Кемеровском кардиологическом диспансере. Обследовано 114 мужчин 30–55 лет с I (11 человек) и II (103 человека) стадиями ГБ. …

  На втором этапе работы был проведен анонимный письменный опрос 361 студента второго курса медицинской академии (98 юношей и 263 девушки) 18–22 лет на базе кафедры нормальной физиологии». Из чего следует, что авторы имели две выборки. В первой выборки было 114 наблюдений, во второй – 361. Какая же их двух выборок была «правильной», а какая – «неправильной»? Если почитать в учебниках по статистике описания критериев Стьюдента и Вилкоксона, то в них нет упоминания о «правильных» или «неправильных» выборках. Спрашивается, что же проверяли (если, конечно, проверяли!) с помощью критерия Фишера авторы данной статьи?  

   Далее, авторы утверждают, что использовали критерии Стьюдента и Вилкоксона для оценки «достоверности различий». Действительно, эти критерии используются для проверки статистических гипотез о центральных мерах сравниваемых групп. Однако ниже авторы утверждают: «Межгрупповые различия определяли с помощью критерия χ2». Выходит критерии Стьюдента и Вилкоксона использовались не для оценки межгрупповых различий? А для чего же тогда?

В своей статье авторы приводят табл. 1, из которой следует, что сравнения проводились между тремя группами. Очевидно, что в этом случае возникает проблема множественных сравнений. Однако авторы, судя по всему, не подозревают о её существовании, и ничего не сообщают о том, каким путём она решалась. У кафедры кардиологии и сердечно-сосудистой хирургии КемГМА, которой руководит О.Л. Барбараш, есть такой девиз: «Профессионализм, Образование, Инициатива». Полагаю, читатели уже догадались, что происходит, когда статистическая инициатива не имеет минимального профессионализма и образования. Увы, такие ситуации в жизни не редкость. Не случайно в русском языке есть очень ёмкие выражения про товарища с инициативой, но без знания…

   Завершая анализ этой статьи, зададимся вопросом: можно ли при наличии подобных статистических нелепиц и некорректностей, верить авторским выводам, полученным на их основе?  

Далее, авторы сообщают, что критерий Стьюдента и Уилкоксона были использованы ими для «оценки показателей до и после лечения». Спрашивается, как конкретно можно использовать эти два критерия, к примеру, для оценки средних арифметических значений (или ошибок средних) конечно-диастолического размера (КДР) левого желудочка сердца до лечения? Или конечно-диастолического объёма (КДО) после лечения? С чем же мы имеем дело? С примером научного косноязычия, в чём трудно заподозрить уважаемых авторов, докторов и кандидатов наук, профессоров? Или же это пример того, как «смутно пишут о том, что смутно представляют (М.В. Ломоносов)»?

В отличие от Н.А. Барбараш и О.Л. Барбараш другой представитель кузбасской медицинской школы, вместо выражения «правильное распределение» используют похожую, но, всё же иную формулировку. Обратимся к диссертации на соискание учёной степени кандидата медицинских наук, автором которой является Артамонов В.А. Диссертация называется «Профилактика  послеоперационных  осложнений эндовидеохирургического вмешательства по Burch» и представлена по специальности 14.00.27.

Оказывается, есть не только «правильные» или «неправильные» распределения, но также ещё и «параметрические» и «непараметрические». Правда диссертант, как и предыдущие авторы,  лукаво умолчал, что это такое, и как он их различал между собой?  По внешнему виду, цвету, вкусу, аромату, или весу, размеру и пр. и пр.? «ТАЙНА СИЯ ВЕЛИКА ЕСТЬ…» 

В электронном учебнике по пакету STATISTICA в разделе «Непараметрическая статистика и подгонка распределения» читаем: «Непараметрические методы как раз и разработаны для тех ситуаций, достаточно часто возникающих на практике, когда исследователь ничего не знает о параметрах исследуемой популяции (отсюда и название методов - непараметрические). Говоря более специальным языком, непараметрические методы не основываются на оценке параметров (таких как среднее или стандартное отклонение) при описании выборочного распределения интересующей величины. Поэтому эти методы иногда также называются свободными от параметров или свободно распределёнными».  

Приведённым выше примерам Кузбасской школы кардиологов в описании статистических аспектов исследования, последовали и другие авторы. Видимо авторитет этой школы действительно немал, если примеру её лидера последовали и авторы из Томска. Обратимся к статье «Особенности течения беременности и родов в зависимости от метода коррекции истмико-цервикальной недостаточности», журнал «Мать и Дитя в Кузбассе», спецвыпуск №1-2010,  стр. 67-69. Авторы: зав. кафедрой акушерства и гинекологии ФПК и ППС ГОУ ВПО «СибГМУ Росздрава», г. Томск, доктор мед. наук, профессор, Кох Л.И.; Сатышева И.В., канд. мед. наук, ассистент кафедры акушерства и гинекологии ФПК и ППС ГОУ ВПО «СибГМУ Росздрава», г. Томск; Дорош Т.Н., канд. мед. наук, ассистент кафедры акушерства и гинекологии ФПК и ППС ГОУ ВПО «СибГМУ Росздрава», г. Томск. Цитируем: «Оценка достоверности различий осуществлялась методом t-теста Стьюдента для парных переменных, а для неправильно распределённых данных – на основании метода Уилкоксона. Что такое «парные переменные» и что такое «неправильно распределённые данные»? Быть может, это не данные «неправильные», а нечто (некто?) иное (иные?) «неправильное» («неправильные»?)?

    Если учесть, что упоминания о правильных (неправильных) распределениях встречаются в статьях кузбасских медиков неоднократно, налицо локализация  в Кемеровской государственной медицинской академии устойчивого мема «неправильное распределение данных» (см. Леонов В. П. «Долгое прощание с лысенковщиной. Меметический анализ описаний методов статистики. URL: http://www.biometrica-tomsk.ru/lis/index19.htm ) и «Локализация мемов внутри научных школ» (http://www.biometrica-tomsk.ru/lis/index20.htm ) и статья «Ошибки статистического анализа биомедицинских данных» Международный журнал  медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35 (http://www.biometrica-tomsk.ru/error_7.htm ).

             Словесной инженерией занимаются многие. Например, в книге К.И. Чуковского «От двух до пяти» можно найти такие примеры детских неологизмов: вертилятор, отмухиваться (отмахиваться от мух), луксус (лук в уксусе), мазелин, пальчатки и т.д. Нередко сгенерированные творческой фантазией авторов неологизмы прочно входят в человеческий лексикон. Например, известный писатель Карел Чапек придумал слово «робот». Историк и писатель Н. Карамзин придумал от слова «промысел» неологизм «промышленность». М.В. Ломоносов придумал слова «атмосфера», «кристаллизация», «вязкость» и т.д. Однако далеко не все неологизмы остаются в человеческом языке. В начале 20 века поэт И. Северянин придумал слово «дождить», которое не вошло в активный словарный запас. Полагаю, что та же судьба ждёт и выражение «неправильное распределение». После осознания ошибочности его смысла оно будет отторгнуто медицинской наукой Кузбасса как инородное тело.

             Терминологическая инженерия в подобных работах не ограничивается конструированием описаний распределений и свойств данных или признаков. Очень часто автор придумывает некие новые понятия и термины, заменяя ими давно уже устоявшиеся термины и выражения. Такое словотворчество наглядно демонстрирует полнейшую стерильность их авторов в элементарных понятиях статистики. Присутствие таких терминологических артефактов в диссертациях становится лакмусовой бумажкой, проверяющей диссертационный совет и оппонентов на наличие у них элементарных познаний в области статистики. В качестве примера такого «творчества» обратимся к диссертации Акопян Татьяны Александровны «Распространённость, медико-социальные аспекты и прогноз первичной инвалидности детей раннего возраста вследствие заболеваний нервной системы в крупном агропромышленном регионе (на примере Алтайского края».  Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук : Специальность 14.00.33 – общественное здоровье и здравоохранение [Место защиты: ГУ «Научно-исследовательский институт комплексных проблем гигиены и профессиональных заболеваний Сибирского отделения РАМН»]. - Новокузнецк, 2008. - 170 с. Цитируем фрагмент раздела 2.3 «Материал и методы исследования» со стр. 49: «Основная обработка материалов исследования производилась по общеизвестным методикам статистики: вычисление интенсивных и экстенсивных показателей, показателей ряда динамики, ошибок репрезентативности (m)».

   Достоверность различия величин определяли по абсолютному показателю точности (р) по таблице распределения Стьюдента в зависимости от коэффициента достоверности (t) и числа степеней свободы (v). … Для получения прогноза инвалидности был применён метод наименьших квадратов на основе параболы I порядка [81]». На этой же 49 стр. Татьяна Александровна сообщает: «Всего было изучено 2819 медико-экспертных документов».  В этом же разделе 3 «Материал и методы исследования» приводится Анкета социально-гигиенического исследования ребёнка, содержащая 50 вопросов. Всё это говорит о том, что такой массив данных требовал для своего анализа использования компьютерных программ. Однако ни в одной из известных нам программ нет такого показателя и термина, как «абсолютный показатель точности (р)». Отметим, что этот же самый фрагмент описания статистических методов, непонятно с какой целью, был вторично полностью приведён на стр. 118-119. Судя по всему, диссертанту неизвестно, что данный показатель, который в тексте диссертации используется очень часто в выражениях вида «p < 0,05» и «p < 0,01», называется уровнем статистической значимости критерия, а не «абсолютным показателем точности». Разумеется, ни о каких проверках корректности использования критерия Стьюдента в диссертации ничего не сообщается.

            Диссертант сообщает об использовании «параболы I порядка». Обратимся к источнику [81], в котором, судя по всему, и находится описание этого понятия. Вот что это за источник: «Коробов, М.В. Справочник по медико-социальной экспертизе и реабилитации/М.В, Коробов, В.Г. Помников. – СПб., 2003. – 798 с.». Согласитесь, уважаемый читатель, несколько странное название источника для описания «параболы I порядка». Сделаем в поисковой системе Яндекс на выражение «что такое парабола». В ответ система сообщит, что нашлось 326 тысяч ответов. Вот одно из толкований термина «парабола»: ПАРАБОЛА (греч. parabole), плоская кривая (2-го порядка). Обратите внимание, не 1-го, а именно 2-го порядка. И эти знания о параболе даются ещё в школе на уроках алгебры и геометрии. В частности, обратимся к учебнику Мордкович А. Г. Алгебра. 7 класс. В 2 ч. Ч. 1. Учебник для учащихся  общеобразовательных учреждений / А. Г. Мордкович. — 13-е изд., испр. — М.: Мнемозина, 2009. — 160 с. : ил.,  в котором, на стр. 143-144, рассматривается график функции y=x² , и сообщается, что линия этого графика называется парабола. В других школьных учебниках алгебры к термину парабола добавляют иногда выражение квадратичная функция. Т.е. парабола, это кривая 2-го порядка.

      Следующая статья тех же авторов интересна тем, что в ней упоминается достаточно сложный для реализации и интерпретации статистический метод. Однако в обсуждении результатов и в выводах этот метод вообще не фигурирует. Итак, представляем статью «Оценка патологии соединительной ткани у больных с опущениями и выпадениями внутренних половых органов», журнал «Мать и Дитя в Кузбассе», спецвыпуск №1-2010,  стр. 70-72. Авторы: зав. кафедрой акушерства и гинекологии ФПК и ППС ГОУ ВПО «СибГМУ Росздрава», г. Томск, доктор мед. наук, профессор, Кох Л.И.; Дорош Т.Н., канд. мед. наук, ассистент кафедры акушерства и гинекологии ФПК и ППС ГОУ ВПО «СибГМУ Росздрава», г. Томск; Сатышева И.В., канд. мед. наук, ассистент кафедры акушерства и гинекологии ФПК и ППС ГОУ ВПО «СибГМУ Росздрава», г. Томск. Цитируем: «Статистический анализ полученных данных осуществляли при помощи пакета программ «Statistica for Windows 6.0». Достоверными считали различия р < 0,05. Для определения вероятности развития полного опущения в зависимости от уровня оксипролина в моче строили модель логит-регрессии. Построение модели выполнялось в модуле «Нелинейное оценивание» программы Statistica».  

Предваряя обсуждение этого утверждения авторов, скажу читателям, что за последние 10 лет автор этих строк, используя профессиональный статистический пакет со встроенным языком программирования, произвёл оценку нескольких тысяч уравнений логистической регрессии. Метод активно стал развиваться в последние 30 лет. Примеры таких уравнений читатели могут найти в статье «Логистическая регрессия в анализе связи артериальной гипертонии и психических расстройств. Авторы Н.П. Гарганеева, В.П. Леонов, Сибирский медицинский журнал, № 3-4, 2001, с. 42-48, а также в 10 наших статьях "Логистическая регрессия в медицине и биологии".

Не пересказывая теорию логистической регрессии, отмечу, что результатом этого моделирования является набор коэффициентов уравнения регрессии, которые связывают в модели вероятность отнесения наблюдения в матрице данных к одной из сравниваемых групп, и набор количественных и качественных признаков, предикторов. В анализируемой статье таких групп было 3. В этом случае получаются также три уравнения, отличающиеся друг от друга набором этих коэффициентов. Профессиональный биостатистик, владеющий этим методом и его реализацией в профессиональных статистических пакетах, помимо этих коэффициентов сможет также получить так называемые стандартизованные коэффициенты. И ранжируя эти стандартизованные коэффициенты по модулю, сможет проранжировать независимые переменные (предикторы) по силе их взаимосвязи с группирующим качественным признаком. Более того, сможет получить показатель конкордации, согласия, между фактической принадлежностью наблюдений к сравниваемым группам, и принадлежностью, предсказанной по уравнению логит-регрессии. Чем ближе этот показатель к 100%, тем сильнее и надёжнее связь набора предикторов и группирующей переменной.

 Отметим, что теория логит-регрессии достаточно сложна, и описание этой модели занимает в  зарубежных книгах по несколько сотен страниц. А что же мы видим в статье «Оценка патологии соединительной ткани у больных с опущениями и выпадениями внутренних половых органов»? Есть ли там, в разделе «РЕЗУЛЬТАТЫ ИССЛЕДОВАНИЯ» обещанная модель? Увы, нет даже намёков на эту самую модель. В этом разделе представлена масса процентных соотношений и средних величин. Предлагаем читателям самим убедиться в этом. В частности, вот что написано в разделе «Выводы»: 

Зачем же тогда уважаемые врачи-исследователи заявляли о построении этой модели с помощью программы Statistica? Полагаю, что читатели догадались о цели такого упоминания…

 В этой связи уместно вспомнить об этимологии слова «врач». Обратимся к блогу одного из врачей, и по адресу http://doktor-nebolit.livejournal.com/8686.html прочитаем следующее. «Слово «врач» восходит к той же основе, что и глагол «врать». Таким образом, врач – это тот, кто врёт. Правда, слово врач стало означать лекаря тогда, когда глагол врать не имел нынешнего негативного значения. Ещё 200 лет назад врать и говорить (кстати, слова эти имеют один корень) – означало одно и то же». А в Википедии найдём такое толкование этимологии этого слова. «Врач» — слово исконно славянское и образовано с помощью суффикса «-чь» и слова «вьрати», что значит «говорить». Первоначально — «заговаривающий, волшебник». Но научная статья тем и отличается от практики врачебного внушения, что требует не просто говорения, то бишь, написания слов, а ещё и аргументации, подтверждения сказанного. И коль скоро врачи упомянули о построении модели логит-регрессии, то необходимо привести эту самую модель, обсудить её достоинства и недостатки, возможности её использования и т.д. Иначе – см. выше.    

Можно быть кандидатом медицинских наук, доктором медицинских наук, профессором, заведующим кафедрой, региональным лидером направления, и даже академиком РАМН, и при этом не иметь элементарных знаний в области биостатистики. И это естественно. Ведь это совершенно иная область знаний, и в процессе обучения в медицинских вузах готовят не биостатистиков, а готовят врачей. Современная наука делается коллективными усилиями специалистов разных профилей. К примеру, в медицинских организациях есть специалисты по УЗИ отдельных органов, по компьютерной томографии, по рентгеновским методами, компьютерной томографии и т.д. Фактически вся медицина есть огромная армия узких специалистов. Но нет в организациях занятых медицинской наукой, штатных специалистов по биостатистике. Точнее есть, но лишь в единичных организациях, и то, в основном в Москве и Санкт-Петербурге. И сосчитать их можно на пальцах. Почему так – это отдельная тема.

Продолжим знакомство с публикациями, содержащими достаточно странные описания статистических аспектов исследования.

Урошникова Н.А., Аникина Е.В., Никулин А.В. Влияние дефектов зубных рядов на качество жизни больных  сахарным диабетом. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск № 2  2009, стр. 192-193. Ижевская государственная медицинская академия, Республиканская стоматологическая поликлиника, г. Ижевск. Цитируем: «Построение гистограмм производили с использованием статистического пакета Microsoft Excel методами параметрической статистики». В таких случаях уместно спросить: Уважаемые! Вы сами-то поняли, что написали? Как можно использовать «методы параметрической статистики» в «построении гистограмм»? А если можно, то где об этом написано в вашей статье? Цитируем Википедию: «Современный этап развития статистических методов можно отсчитывать с 1900 г., когда англичанин К. Пирсон основал журнал «Biometrika». Первая треть ХХ в. прошла под знаком параметрической статистики. Изучались методы, основанные на анализе данных из параметрических семейств распределений, описываемых кривыми семейства Пирсона. Наиболее популярным было нормальное распределение. Для проверки гипотез использовались критерии Пирсона, Стьюдента, Фишера. Были предложены метод максимального правдоподобия, дисперсионный анализ, сформулированы основные идеи планирования эксперимента.» [http://ru.wikipedia.org/wiki/Статистика ] Отметим и тот факт, что авторы считают Microsoft Excel статистическим пакетом. Одно это уже говорит о многом...

Обратимся к диссертации Мун Стеллы Андреевны: Оценка канцерогенного воздействия окружающей среды на население крупного центра углеперерабатывающей промышленности Западной Сибири. Специальность 14.00.07 – гигиена. Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор, заместитель председателя диссертационного совета Д 208.035.01 по защите диссертаций на соискание ученой степени доктора медицинских наук по специальностям: 14.00.07 - гигиена (медицинские науки); 14.00.30 - эпидемиология (медицинские науки). 14.00.33 - общественное здоровье и здравоохранение (медицинские науки) Громов Константин Георгиевич. Официальные оппоненты: доктор медицинских наук Куркатов Сергей Васильевич, кандидат медицинских наук, доцент Чухров Юрий Семенович. Ведущая организация: ГУ НИИ комплексных проблем гигиены и профессиональных заболеваний СО РАМН. Кемерово – 2006. На стр. 53 читаем:

 Уважаемый читатель! Вдумайтесь в смысл того, что с благословения научного руководителя, сочинила Стелла Андреевна Мун.  А написано вот что. С помощью критерия Пирсона χ² диссертант производила проверку значимости различий для непараметрических критериев. Например, брала два, (или более?) непараметрических критерия (каких конкретно?), сравнивала их между собой (непонятно только зачем и как?), и для того, чтобы установить, различаются ли они между собой значимо, использовала χ². При этом критический уровень значимости для χ² принимала равным 0,05. По нелепости смысла анализируемое выражение близко к известным перлам бывшего премьера В. Черномырдина: «У меня нет вопросов к русскому языку», «Моя жизнь прошла в атмосфере нефти и газа» и т.д.

Чуть ниже на этой же самой странице читаем уже иное утверждение:

Т.е. теперь χ² использовали уже по другому назначению – для сравнения групп, а не для сравнения непараметрических критериев. И в этом случае уровень значимости уже нельзя принимать равным 0,05. Он принимался уже равным 95% . Отчего это вдруг уровень значимости с 5% изменили до 95%? Читатель, вы что-нибудь поняли?

             А вот что пишет Стелла Андреевна Мун в автореферате своей диссертации: 

Теперь диссертант утверждает, что для сравнения групп использовала t-критерий Стьюдента. Впрочем, и здесь она утверждает, что использовала при этом 95%-ную статистическую значимость.

             Обратимся к толкованию термина «статистическая значимость» в книге  «Статистический словарь»/ Гл. ред. М.А. Королев, - 2-е изд., перераб. и доп. –  М.: Финансы и статистика. –  1989. – 623 с. 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 более 0,95 , Стелла Андреевна Мун ошибочно отвергала справедливые гипотезы более чем в 95 случаях из 100! О какой же достоверности можно говорить в этом случае?  

Дополним это толкование термина «УРОВЕНЬ ЗНАЧИМОСТИ» обратившись к определению понятия доверительной вероятности, и, применив его, объясним 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 утверждению Стеллы Андреевны Мун, получаем, что при уровне значимости 0,95 она использовала доверительную вероятность 0,05! Фактически Стелла Андреевна Мун утверждает, что она верит собственным результатам не более чем на 5%! Тем не менее, её научный руководитель, доктор медицинских наук, профессор, заместитель председателя диссертационного совета Д 208.035.01 по защите диссертаций на соискание учёной степени доктора медицинских наук по специальностям: 14.00.07 - гигиена (медицинские науки); 14.00.30 - эпидемиология (медицинские науки). 14.00.33 - общественное здоровье и здравоохранение (медицинские науки) Громов Константин Георгиевич, признал полученные диссертантом выводы надёжными. Согласитесь, уважаемые читатели, что 5% для признания выводов надёжными, всё-таки маловато… Скорее такие выводы следует признать сомнительными.

Полагаю, что единственным утешением для кандидата наук Стеллы Андреевны Мун, а также докторов медицинских наук, профессоров Громова Константина Георгиевича, Куркатова Сергея Васильевича и  кандидата медицинских наук, доцента Чухрова Юрия Семеновича, может служить тот факт, что подобные нелепости в своих публикациях допускают даже академики РАМН. Например, в статье «Анализ взаимосвязи полиморфизма С677Т гена метилентетрагидрофолатредуктазы с клиническими проявлениями атеросклероза» (авторы М.Г. Спиридонова, В.А. Степанов, В.П. Пузырев, Р.С. Карпов), опубликованной в журнале Генетика, вып. 9, 2000, стр. 1269-1273, в авторах присутствуют два академика РАМН, директора Научно-исследовательского института медицинской генетики Томского научного центра Сибирского отделения РАМН и Научно-исследовательского института кардиологии Томского научного центра Сибирского отделения РАМН (см. http://www.biometrica-tomsk.ru/kk/index_3.htm#33 ).

 Перейдём к статье «Новый взгляд на патогенез формирования фетоплацентарной недостаточности у беременных с гиперандрогенией», авторы: Габитова Наталия Алексеевна, учёный секретарь ГУ НИИ АГиП ТНЦ СО РАМН к.м.н., Агаркова Любовь Аглямовна, доктор медицинских наук, заслуженный врач РФ, Бурыхина Н.А., Кузнецова Р.Т., Ермолина Елена Геннадьевна, Прокопьев В.Е., Удут В.В. ГУ НИИ акушерства, гинекологии и перинатологии Томского НЦ Сибирского отделения РАМН, Томский государственный университет, г. Томск.  Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск № 4,  2008, стр. 20-22.  Цитируем: «По критерию Стьюдента проводили сравнение средних значений для параметрических показателей, а по методу Краскела-Уоллиса и Манна-Уитни – для непараметрических данных.»  «Средний возраст обследованных в основной группе составил 26 лет (23,0-29,5), в контрольной – 22 года (20-28, р < 0,05). Средний возраст менархе в основной группе составил 15,1 ± 0,4 лет, в контрольной – 13,2 ± 0,3 (р < 0,05).»

Первый, возникающий после прочтения вопрос можно сформулировать так: чем отличаются показатели от данных, а «параметрические показатели» от «непараметрических данных»? Спрашивается, возраст в основной и контрольной группе – это параметрический, или непараметрический показатель? Или это не показатель, а данные? А данные о возрасте менархе – это параметрические или непараметрические данные? А может быть возраст менархе есть показатель, а не данные? Выше мы уже обсуждали такие термины, как параметрическая и непараметрическая статистика. Очевидно, что все 7 авторов продемонстрировали полнейшее непонимание элементарных понятий статистики. Резонно в этом случае задаться вопросом: можно ли доверять в этом случае авторским выводам, полученным с помощью методов статистики? Видимо, вначале для этого необходимо ответить на вопрос, являются ли их выводы параметрическими или непараметрическими. Но для этого необходимо уметь это различать, а скрытные авторы ну никак не хотят раскрывать свои секреты перед читателями… Это их стремление разделяет и поддерживает и редколлегия журнала «Медицина в Кузбассе». 

     Как известно, мемы передаются от носителя к носителю как инфекция. Вот и авторы очередной статьи тоже оказались заражены ими. Никифоров В.В., Никифорова Н.В., Архипова С.В., Станкова О.Н., Ершов Е.В. Городская клиническая больница № 29, Новокузнецкий государственный институт усовершенствования врачей, г. Новокузнецк. Изменения содержания белков острой фазы воспаления у больных с острым инфарктом миокарда. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск № 3,  2008, стр. 16-17.  Цитируем: «Полученные результаты обрабатывались с помощью методов математической статистики c вычислением Mann-Whitney Test для непараметрических независимых выборок». В отличие от Н.А. Барбараш и О.Л. Барбараш авторы данной статьи говорят уже не о «правильности выборок», а о том, что есть «непараметрические независимые выборки». С таким же успехом можно сказать и о том, что есть авторы параметрические или непараметрические, а далее распространить эти термины на многие другие понятия окружающего нас мира, в т.ч. и на медицинских работников. Вчитайтесь, к примеру, в такие обороты: «параметрический кандидат медицинских наук», или напротив, «непараметрический доктор медицинских наук», и уж совсем мороз по коже пойдёт от «непараметрического академика РАМН»! Не удивляйтесь, дорогой читатель, это время не за горами, скоро и не такое сможем прочитать в подобных журналах… 

Авторы подобных работ не пытаются дорасти, дотянуться до понимания и осознания идейной основы используемых ими статистических методов и критериев. Вместо этого они «опускают» эти методы до уровня своего, искажённого, деформированного понимания. В результате такой деформации появляется на свет статистическая клюква, подобная факторному анализу качественных признаков.  

Рассмотрим ещё один пример. Статья «Эффективность применения грязевых аппликаций в лечении вульгарных угрей», автор Алейникова А.А. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск № 2,  2007, стр. 7. Кафедра дерматовенерологии Кемеровской государственной медицинской академии, г. Кемерово.  Научный руководитель – доцент Урбанский А.С.  Вся публикация содержит 246 слов. Из них на раздел «Результаты и их обсуждение» приходится всего лишь 34 слова. В разделе «Материал и методы исследования» автор сообщает: «Полученные данные обработаны методами математической и вариационной статистики». Уважаемые читатели! Попытайтесь обнаружить в разделе «Результаты и их обсуждение» хотя бы следы того, что «Полученные данные обработаны методами математической и вариационной статистики». Если не обнаружите, то можете обратиться к научному руководителю этой работы, доценту, заведующему кафедрой дерматовенерологии КемГМА, Урбанскому Александру Сергеевичу. Заодно спросите его, в чём различие между математической и вариационной статистикой? И каковы результаты обработки полученных данных как методами математической, так и методами вариационной статистики?

Кошеватский Ю.В., Останина В.А., Прутовых Н.Н. Анестезиологическое обеспечение лапароскопических оперативных вмешательств у детей. Медицина в  Кузбассе.  Спецвыпуск № 1,  2007, стр. 69. . МУЗ Детская клиническая больница скорой помощи, Новосибирская государственная медицинская академия, г. Новосибирск. Отметим, что в тексте статьи не указаны конкретные методы сравнения групп. Рассмотрим более детально один из выводов, представленных с этой работе. Цитируем: «ЧСС и АД на этапах анестезии изменялись в пределах стресс-нормы. SatO2 составляла 98 % на всех этапах анестезии, EtCO2 – на I этапе было 32 ± 1,4 мм рт. ст., к IV этапу увеличивалось на 13,6 % (p < 0,5) и составляло 37 ± 1,18 мм рт. ст.»

 Представим себе, что автор привёл в результатах своих исследований два выражения: p < 0,05 и p > 0,05. В первом случае фактическая величина достигнутого уровня значимости для использованного статистического критерия может быть как 0,049 , так и 0,0049. Чувствуете разницу?  И во втором случае фактическая величина достигнутого уровня значимости для использованного статистического критерия может быть как 0,051 , так и 0,51. Чувствуете разницу? Т.е. величины 0,049 и 0,051 очень близки, практически одного уровня. Вот почему зарубежные медицинские журналы запрещают использование в публикациях подобных выражений, а требуют указания конкретной величины достигнутого уровня статистической значимости.

   Увы, судя по всему эти требования неведомы перечисленным выше членам редакционной коллегии и советам упомянутых журналов. Не читают видимо они эти буржуинские  журналы…  Не поэтому ли во всех версиях требований журналов «Дитя и Мать в Кузбассе» и «Медицина в Кузбассе» к рукописям статей вообще ни слова не говорится о том, как авторы должны описывать статистические аспекты своих исследований? Ведь так проще, не надо проверять авторские рукописи, соответствуют ли они редакционным требованиям в части описания статистических аспектов. А ведь чтобы проверять, надо и самим что-то понимать в статистике. Либо обращаться с такими просьбами к тем, кто понимает в этом. Но такая просьба есть признание собственного незнания. А далеко не все профессионалы в медицине согласятся на такое признание. Разве что только настоящие, истинные профессионалы не побоятся такого признания. Ведь действительно, невозможно обладать знаниями и навыками одинакового уровня в столь различающихся областях науки.  

            Обратимся к статье «Нарушения церебрального венозного кровообращения и алгоритм их неинвазивной лучевой диагностики», автор – Семёнов Станислав Евгеньевич, доктор медицинских наук, заведующий отделом диагностики сердечно-сосудистых заболеваний НИИ КПССЗ СО РАМН, г. Кемерово. Медицина в Кузбассе. №4, 2005,  стр.  182-184. Цитируем: «Пациенты основной выборки с внутричерепным венозным застоем обструктивного характера (215 человек) были в возрасте от 18 до 75 лет, в среднем, 43,5 ± 13,9 лет (Р < 0,01)... Возраст добровольцев и пациентов без признаков внутричерепного венозного застоя был в диапазоне от 18 до 63 лет, в среднем, 42,0 ± 9 лет (P <0,001)».  К чему относятся приведённые выше значений достигнутых уровней статистической значимости Р < 0,01 и Р < 0,001? Какие конкретно статистические гипотезы и с помощью каких конкретно критериев проверялись? И проверялись ли вообще? Ответа нет! Быть может, автор проверял гипотезы о том, что средний возраст пациентов в группах не был равен нулю? Статья является ещё одним свидетельством того, что можно быть хорошим специалистом и профессионалом в практической медицине, оставаясь при этом непросвещённым в области биостатистики и её использования в медицинской науке.  

         Иногда авторы публикаций создают в своих описания статистики столь абсурдные конструкции, которые просто вопиют о статистической безграмотности автора. Обратимся к диссертации Глазовской Ларисы Станиславовны «Эпидемиология и профилактика внутрибольничных инфекций мочевыводящих путей в стационарах хирургического и акушерского профиля». Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Специальность – 14.00.30 – эпидемиология. Научный руководитель: Брусина Елена Борисовна, доктор медицинских наук, профессор, заведующая кафедрой эпидемиологии ГОУ ВПО КемГМА. Кемерово, 2005.  На стр. 31 читаем: «Оценка достоверности между средними величинами проводилась с помощью критерия (t) Стьюдента [46]. Статистически достоверным считали коэффициент (р), уровень значимости которого был меньше или равен 0,05. … Для статистической обработки и графического оформления материалов использованы программные продукты фирмы Microsoft: Word, Exel, (Office 2000) для Windows.»

                Естественно, в работе ничего не сообщается о проверке условий корректности использования критерия Стьюдента. Столь же естественно и то, что с ошибкой написано название пакета Excel. Всё это уже привычно и повторялось в публикациях кузбасских медиков неоднократно. Предлагаю рассмотреть более внимательно следующее предложение: «Статистически достоверным считали коэффициент (р), уровень значимости которого был меньше или равен 0,05.» При чтении этого предложения непроизвольно возникает желание спросить диссертанта: – Уважаемая Лариса Станиславовна! Вы сами-то понимаете эту развесистую статистическую клюкву?

         Каков же буквальный смысл этого «статистического шедевра»? А смысл вот каков. Есть некий «коэффициент (р)». Что это такое диссертант не объясняет, видимо в силу недостатка знаний в этой области. У данного «коэффициента (р)» есть «уровень значимости» Этот уровень значимости может быть больше или меньше 0,05. И, соответственно, некий «коэффициент (р)» может быть «статистически достоверным», либо не быть таковым. А что означает «статистически достоверный» «коэффициент (р)»,  известно, как вы понимаете, только Ларисе Станиславовне, и, возможно, её научному руководителю Е.Б. Брусиной. БСК! (Что такое БСК? Каждый читатель может расшифровать эту аббревиатуру по-своему). 

Кантуров С.Г., Савельева Т.Я., Малышенко Л.В., Шутов С.Ф. Исследование состояния симпатоадреналовой системы у больных, оперированных в условиях плексусной анестезии. Медицина в  Кузбассе.  Спецвыпуск № 7,  2006, стр. 25-26. Кузбасский НИИ травматологии и реабилитации Новокузнецкого государственного института усовершенствования врачей, Областная клиническая ортопедо-хирургическая больница восстановительного лечения, г. Прокопьевск. Цитируем: «Обработку полученных результатов осуществляли методами вариационной статистики по параметрическим критериям с помощью программ Microsoft Excel и Biostat. Различия между величинами показателей, полученных на этапах исследования, оценивали при помощи метода однофакторного дисперсионного анализа и считали статистически значимыми при р < 0,05 и t > 2,0.»

 Итак, авторы утверждают, что различия между показателями на трёх этапах исследования анализировались с помощью однофакторного дисперсионного анализа. Однако при этом не приводят никаких результатов проверки условия применимости этого метода. А эти условия идентичны таковым при использовании критерия Стьюдента. Т.е. нормальность распределения во ВСЕХ группах сравнения и равенство дисперсий ВСЕХ групп сравнения. Далее, авторы сообщают о том, что использовали для этой цели программы Microsoft Excel и Biostat. Однако  при использовании этих программ результат однофакторного дисперсионного анализа не содержит величин, обозначаемых как «t». Результат однофакторного дисперсионного анализа содержит значение F-критерия (критерия Фишера-Снедекора), два числа являющихся степенями свободы, обозначаемые как df, и значение достигнутого уровня статистической значимости для F-критерия, обозначаемое как «р».

Ниже представлено окно с результатами однофакторного дисперсионного анализа для случая фактора с тремя градациями, полученными при анализе учебного примера в программе Biostat.

Как видим, в этих результатах отсутствуют величины, обозначаемые как «t». Аналогичные обозначения присутствуют и в результатах однофакторного дисперсионного анализа выполняемого в программе Microsoft Excel. Из чего можно предположить, что упоминание об использовании программ Microsoft Excel и Biostat имеют чисто камуфляжный характер (http://www.biometrica-tomsk.ru/lis/index21.htm ). И ещё один аспект в данной публикации следует отметить. В разделе «Материал и методы» авторы сообщили, что  различия «считали статистически значимыми при р < 0,05». 

При этом в тексте сообщения можно прочитать следующие утверждения: «Фактический уровень значимости р = 0,960 (р > 0,05)»; «Фактический уровень значимости р = 0,885 (р > 0,05).». Приводя эти уточнения в скобках, авторы видимо полагали, что будущие читатели, которые прочитают их статью, не очень хорошо владеют арифметикой, и потому не смогут самостоятельно оценить, больше или меньше 0,05 величина 0,885 (правда, неизвестно для какого конкретного статистического критерия, F или t). Согласитесь, что такое отношение к будущим читателям статьи вряд ли можно назвать уважительным. Впрочем, возможно что авторы каким-то образом ориентировались в уровне знаний будущих читателей, и потому сочли такое уточнение необходимым. И редакция журнала с ними согласилась.  

Рябинина Е.Н., Хохлова О.И., Устьянцева И.М. Роль гипергомоцистеинемии и стресс-реактивности эндотелия в развитии инфаркта миокарда у больных моложе 50 лет.  Медицина в  Кузбассе.  Спецвыпуск № 4,  2006, стр. 72-73. ФГ ЛПУ Научно-клинический центр охраны здоровья шахтеров, г. Ленинск-Кузнецкий. Цитируем: «Для оценки результатов исследования использовали метод вариационной статистики, однофакторный дисперсионный анализ с последующей оценкой различий между группами с помощью LSD-теста …» В работе отсутствует проверка условий допустимости использования однофакторного дисперсионного анализа. Ряд признаков представляют собой результаты опроса пациентов по дискретным, ранговым тестам. В то же время в исследовании проведено сравнение средних значений этих балльных признаков. Что для данных дискретных признаков является некорректным.

Хоботкова Е.Л. Факторы риска послеродовых гнойно-септических осложнений. Медицина в  Кузбассе.  Спецвыпуск № 3,  2006, стр. 160.  Кафедра акушерства и гинекологии № 2 Кемеровской государственной медицинской академии. Научный руководитель – проф. Артымук Н.В. Цитируем:  «Определение групп риска проводилось методом пошагового дискриминантного анализа с использованием ППП «Statistica for Windows 6.0».  Действительно, для оценки факторов риска в данном исследовании вполне адекватно использование пошагового дискриминантного анализа. Однако в тексте статьи представлены результаты, некоторые из которых вызывают недоумение. В частности, неясно, каким образом при очень малых значениях F-критерия Фишера авторы получили неадекватные значения достигнутого уровня значимости? Например, авторы пишут: «F=0,2, р=0,008»; «F=1,2, р=0,001» и т.д.

Если использовать имеющийся в пакете Statistica for Windows 6.0 статистический калькулятор, то без труда можно определить, что с имеющимися в этой задаче степенями свободы df₁ и df₂, данным значениям F-критерия Фишера отвечают совершенно иные значения достигнутого уровня значимости. И эти значения будут значительно больше обычно используемого критического уровня р=0,05. Т.е. упоминаемые при этих значениях F-критерия признаки не будут статистически значимо входить в дискриминантные функции. Автор в тексте статьи не поясняет смысл приводимых величин F и p, и то, как они определялись. В выводах автор пишет: «Проведённое исследование выявило факторы риска, определение которых позволяет прогнозировать развитие послеродовых  гнойно-септических осложнений». При этом ни слова не говорится о точности прогноза, реализуемого с помощью этих факторов риска.

 Ну а если этот прогноз, предположим, имеет весьма низкую точность? Если прогноз будет подтверждаться, предположим, лишь в 30 или в 50 процентах случаев? Можно ли считать такую точность прогноза приемлемой? Как тогда  оценивать результаты исследования? Эти не риторические вопросы, т.к. в программе дискриминантного анализа, реализованной в пакете «Statistica for Windows 6.0», есть специальные возможности, позволяющие оценить надёжность такого прогноза. Увы, и автор, и научный руководитель, судя по всему, либо не знают о них, либо не умеют ими пользоваться.

Одним из явных признаков полнейшего непонимания диссертантом элементарных основ используемых статистических методов, является допускаемая им путаница в названиях и определениях тех или иных терминов и статистических критериев. Наглядный пример такой путаницы дан в диссертации Валерия Николаевич Васильева на тему «Разработка и научное обоснование мер по снижению заболеваемости сифилисом и гонореей в крупном промышленном регионе (на примере Кемеровской области».  Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Специальность 14.00.33 – общественное здоровье и здравоохранение. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор, Лузан Наталья Владимировна. Работа выполнена в НИИ комплексных проблем гигиены и профессиональных заболеваний СО РАМН, г. Новокузнецк, 2004.  На стр. 29 читаем:

Даже малосведущие в теории критерия Стьюдента, знают, что данный критерий принято обозначать латинской буквой t, а не греческой буквой χ, да ещё в квадрате. Обычно символом χ² принято обозначать критерий Пирсона Хи-квадрат. И судя по приведённой формуле это тоже более похоже на критерий Пирсона Хи-квадрат. Как видим, Валерий Николаевич, как и его научный руководитель, доктор медицинских наук, профессор, Наталья Владимировна Лузан, не видят различия между этими двумя критериями и их обозначениями. Можно ли ожидать в этом случае статистически корректных выводов в данном исследовании? Весьма сомнительно…

            Читая приведённую выше «статистическую клюкву» иногда создаётся впечатление, что авторы этих публикаций следуют примеру несуществующего учёного Михаила Сергеевича Жукова, опубликовавшего в «Журнале научных публикаций аспирантов и докторантов», также входившим в ваковский журнальный список, статью, содержащую заведомую ерунду.  

 «Текст статьи был создан при помощи компьютерной программы SCIgen генерации псевдонаучных текстов, разработанной студентами Массачусетского технологического института. После перевода на русский язык и небольшой литературной правки получилась статья вымышленного автора Михаила Жукова под названием «Корчеватель: алгоритм типичной унификации точек доступа и избыточности» (корчеватель – машина, предназначенная для выкорчевывания пней). Эта статья была направлена для публикации в «Журнал научных публикаций аспирантов и докторантов», который печатает работы аспирантов (людей, идущих на соискание научной степени кандидата наук) и докторантов (людей, идущих на соискание научной степени доктора наук). «Публикация в журнале, где напечатали нашу якобы научную статью, считается достаточной для защиты диссертации. Журнал рекомендован ВАКом, и это говорит о состоянии научного администрирования», – приводит РИА Новости слова автора этого розыгрыша, доктора биологических наук, замдиректора по научным вопросам Института проблем передачи информации РАН Михаила Гельфанда. Этот журнал не единичный случай. Среди изданий, которые рекомендованы ВАК, таких много. Мы выбрали этот журнал, потому что он один из самых «выдающихся» в смысле глупостей, которые там печатают, – сказал Гельфанд. Он также сообщил, что собирается послать похожие статьи с "околонаучной чепухой" в несколько других журналов, которые, с его точки зрения, ведут "подозрительную редакционную политику». (https://ria.ru/science/20081001/151750233.html )

             Вот экстракт рецензии на данную статью:

Актуальность работы: высокая

Выбор объекта исследования: правильный

Определение задач и целей работы: логичное

Новизна научного материала: отличная

Степень разработанности темы: достаточный

Структурированность работы: хорошая

Методическая ценность: отличная

Стиль изложения: неудовлетворительный

Практическая эффективность: отличная

Источниковедческая база работы: отличная.

 Решением президиума ВАК от 17 октября 2008 года «Журнал научных публикаций аспирантов и докторантов» был исключён из Перечня ведущих рецензируемых научных журналов и изданий, в которых должны быть опубликованы основные научные результаты диссертаций на соискание ученых степеней доктора и кандидата наук. А сколько других аналогичных журналов, дожидающихся своей очереди на исключение, осталось в этом списке? Будем надеяться, что данная публикация также привлечёт внимание ВАК и позволит более объективно оценить обоснованность присутствия упоминавшихся выше журналов в ваковском Перечне. (https://ria.ru/science/20081002/151807958.html)

Можно полагать, что и на рассмотренные выше статьи кузбасских журналов и диссертаций, тоже были не самые худшие рецензии и отзывы (если они, конечно, вообще были). 

Подобные «проверки на вшивость» проводятся далеко не в первый раз, напоминает Lenta.Ru. В 1970 году на конгрессе медиков в Калифорнийском институте выступал некто Майлар Фокс (Mylar Fox), который делал доклад «Математическая теория игр и ее применение к обучению врачей-терапевтов». Доклад пользовался успехом, хотя докладчик был актером, который ничего не понимал в теме доклада, а сам доклад содержал большое количество бессмысленных и противоречивых утверждений. В 1965 году в «Докладах Академии наук СССР» была опубликована псевдонаучная статья Роберто Ороса де Бартини».

 В 1996 году физик-теоретик из Нью-Йоркского университета Алан Сокал поместил в журнале «Social Text» статью «Через границы: к трансформативной герменевтике квантовой гравитации». В ней он рассматривал различные злободневные проблемы физики и математики и с самым серьезным видом высказывал соображения об их культурном, политическом и философском значении в том духе, в каком пишут современные модные комментаторы из постмодернистов. Осмысленные научные утверждения намеренно были перемешаны с псевдонаучным вздором. Журнал принял всё за чистую монету, а сам Сокал вскоре раскрыл свою мистификацию в журнале «Lingua Franca». Розыгрыш Сокала вызвал бурную дискуссию в прессе».

У читателей может возникнуть вопрос: а чем вообще можно и должно было руководствоваться авторам при написании статей и диссертаций, содержащих результаты использования статистических методов в клинических исследованиях? Ведь в редакционных требованиях журналов «Мать и Дитя в Кузбассе» и «Медицина в Кузбассе» нет никаких указаний на то, как описывать статистические аспекты исследования. Есть ли какие-то документы, которыми автор мог бы следовать при написании своих публикаций? С чьей помощью можно повысить качество медицинских публикаций?

Как известно, на все случаи в жизни невозможно разработать и написать всеобъемлющие инструкции. Для этого и следует помимо инструкций руководствоваться собственными знаниями, здравым смыслом, примерами, заимствованными из известных медицинских журналов. Например, из журналов BMJ (Британский медицинский журнал),  JAMA (Журнал американской медицинской ассоциации), Lancet, МЖМП (Международный журнал медицинской практики) и т.д., статьями на эту тему, публикуемыми в интернете и т.д.  

Обратимся к журналу BMJ, издаваемому с 1840 г. На сайте BMJ представлен подробный контрольный лист по статистике (Statistician's checklist), содержащий по состоянию на 15.07.10 целых 37 вопросов.

На сайте журнала JAMA также имеются исчерпывающие указания относительно описания статистических аспектов публикуемого исследования. Отметим два момента из этого описания. В тексте статьи должен быть упомянут, как минимум, 1 автор (например, научный руководитель исследования), который должен указать, что она или он «имели полный доступ ко всем данным в исследовании и берут на себя ответственность за целостность данных и точность анализа данных». В других случаях журнал требует, чтобы статистический анализ собранных исследователями данных «должен быть проведён независимым статистиком». 

Ну а в отечественных медицинских журналах имеются ли ясные и вразумительные требования по описанию статистики в публикациях? Ещё в 2002 г. нами была опубликована на сайте БИОМЕТРИКА статья «Три "Почему ..." и пять принципов описания статистики в биомедицинских публикациях» (URL: http://www.biometrica-tomsk.ru/principals.htm ), которая была переработана в 2006 г. В ней детально рассмотрены имеющиеся отечественные рекомендации и проблемы, возникающие при попытке следовать им. Тогда же, в 2006 г. проблеме обучения врачей статистике был посвящён специальный выпуск «Международного журнала медицинской практики» вып. 2, 2006.   С нашей статьёй «Обучение медиков статистике: попытка системного подхода к проблеме» читатели могут познакомиться по адресу http://www.biometrica-tomsk.ru/leonov_2006.htm В статьях этого выпуска журнала также обсуждаются проблемы описания использованных методов.

Хорошее описание требований к статистическим аспектам исследования можно найти в журнале «КЛИНИЧЕСКАЯ И ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНАЯ ТИРЕОИДОЛОГИЯ» (http://www.vidar.ru/Library.asp?fid=KET&ss= ).

Однако помимо этих специализированных публикаций есть и иные отечественные первоисточники, содержащие, хотя и минимальные, но всё же, ясные и разумные требования.

Прежде чем рассмотреть эти источники, обратим внимание читателей на то, что авторами проанализированных публикаций являются не случайные в науке люди, уровня медицинского персонала из сельских ФАП, а известные врачи, работающие в больших организациях, таких как медицинские академии и университеты, НИИ РАМН и т.д. Эти организации представлены в «Перечне учреждений здравоохранения, имеющих право проводить клинические исследования лекарственных средств», утверждённому приказом Федеральной службы по надзору в сфере здравоохранения и социального развития от 09.03.2010 № 1762-Пр/10. А согласно «Правилам аккредитации медицинских организаций на право проведения клинических исследований лекарственных препаратов для медицинского применения» эти медицинские организации должны «иметь в штате специалистов, получивших дополнительное профессиональное образование в области проведения клинических исследований лекарственных препаратов». Поскольку такие исследования невозможно проводить без использования методов статистики, то это требование означает наличие в таких организациях специалистов, получивших  дополнительное профессиональное образование по статистике.

В некоторых из этих организаций такие специалисты работают в подразделениях, имеющих своей целью как раз повышение качества статистического анализа. Например, в Новокузнецком ГИДУВе есть специальная КАФЕДРА МЕДИЦИНСКОЙ КИБЕРНЕТИКИ И ИНФОРМАТИКИ. (URL:http://ngiuv.ru/site_php/php/podrazd/kaf_informat/main.php). Одной из целей данной кафедры и является «… применение современных статистических и математических методов обработки данных и моделирования». О том, что данная цель является основной в деятельности кафедры, свидетельствует, например, тот факт, что она упоминается на странице кафедры дважды (снимок экрана по состоянию на 10.11.2010):

На этой же странице можно прочитать и о наличии на кафедре «консультативного центра анализа и обработки медицинских научных данных» для аспирантов и научных работников ГИДУВа и др. медицинских учреждений города». (снимок экрана по состоянию на 10.11.2010):

О результативности деятельности этого центра читатели могут судить по результатам нашего анализа статей, выполненных авторами из ГИДУВа и других медицинских учреждений г. Новокузнецка.

В Кузбасском кардиологическом центре есть Отдел информационных технологий. Одной из задач этого отдела, наряду с «обслуживанием телефонных линий внутреннего пользования и мини АТС ККЦ»  является «Обеспечение высокого уровня научных разработок». Обнадёживающее сочетание двух задач…  Не случайно на этой же странице сообщается, что «Отдел информационных технологий создан для обеспечения реализации всех этих направлений и успешно справляется с поставленными задачами». Видимо успешность «обслуживания телефонных линий внутреннего пользования и мини АТС ККЦ»  обеспечивается позицией главного телефонизатора, считающего что «…прослушивать теоретический курс – это слишком расточительно для организации …». 

А в Кемеровской государственной медакадемии есть даже специальный ЦЕНТР МЕНЕДЖМЕНТА КАЧЕСТВА КемГМА, ориентированный на «Совершенствование процесса научных исследований и разработок как механизм повышения качества образования, лечебной, профилактической и фармацевтической деятельности, наращивания инновационного потенциала и обеспечения устойчивых позиций Академии на рынке интеллектуальной собственности». 

Есть Система менеджмента качества, с «Руководством по качеству» на 182 страницах, утверждённая ректором КемГМА 27 мая 2010 г.

Есть Совет по качеству ГОУ ВПО КемГМА Росздрава (ПРИКАЗ № 169а  от 26 сентября 2008 г. по КемГМА).

Есть в  КемГМА и КАФЕДРА МЕДИЦИНСКОЙ И БИОЛОГИЧЕСКОЙ ФИЗИКИ И ВЫСШЕЙ МАТЕМАТИКИ. Данная кафедра в рамках учебного процесса читает курсы по теории вероятностей и математической статистике.

        Далее обратимся в двум широко известным в медицинских кругах документам.  Первый документ «ПРАВИЛА проведения качественных клинических испытаний в Российской Федерации».

В этом документе в п. 2.38 написано: «Отчёт включает в себя описание клинических и статистических методов, а также представленные в наглядной форме результаты анализа данных исследования».  Согласно п. 7.9 «Статистика» в отчёте требуется приводить описание всех методов статистической обработки данных, а также применяемый уровень значимости. Всего статистические аспекты упоминаются в этом документе 15 раз. В т.ч. в п. 6.4.1. говорится следующее: «Спонсор должен привлекать квалифицированных сотрудников (биостатистиков, клинических фармакологов, врачей) на всех этапах проведения исследования, начиная со стадии создания протокола, карт испытуемых, статистики и заканчивая обработкой данных и подготовкой промежуточного и окончательного отчетов.»

Второй документ – «НАЦИОНАЛЬНЫЙ СТАНДАРТ РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ ГОСТ Р 52379-2005. НАДЛЕЖАЩАЯ КЛИНИЧЕСКАЯ ПРАКТИКА»  (ФЕДЕРАЛЬНОЕ АГЕНТСТВО ПО ТЕХНИЧЕСКОМУ РЕГУЛИРОВАНИЮ И МЕТРОЛОГИИ. Москва 2005 г.). Процитируем фрагменты этого стандарта. «Надлежащая клиническая практика (Good Clinical Practice; GCP) представляет собой международный этический и научный стандарт планирования и проведения исследований с участием человека в качестве субъекта, а также документального оформления и представления результатов таких исследований. Соблюдение указанного стандарта служит для общества гарантией того, что права, безопасность и благополучие субъектов исследования защищены, согласуются с принципами, заложенными Хельсинкской декларацией Всемирной медицинской ассоциации (ВМА), и что данные клинического исследования достоверны». Последнее надо понимать так, что несоблюдение требований указанного стандарта не гарантирует достоверность клинического исследования.  В п. 5.5.1 сказано: «Спонсор обязан привлекать обладающих соответствующей квалификацией лиц для общего руководства исследованием, работы с данными, верификации данных, проведения статистического анализа и подготовки отчётов об исследовании».   В п. 6.9 «Статистика» также говорится о необходимости описания статистических методов и уровня значимости. Всего в документе статистические аспекты упоминаются 12 раз.  

Ну а есть ли иные, доступные авторам статей и диссертаций, источники, следуя рекомендациям которых можно бы качественно и обстоятельно описать статистические аспекты своих исследований? Конечно, есть, и немало. Вот небольшой список наиболее известных таких изданий.

• Флетчер Р., Флетчер С., Вагнер Э. Клиническая эпидемиология: Основы доказательной медицины. Изд. Медиа Сфера, 1998. – 347 с.
• Обучение медицинской статистике. Двадцать конспектов лекций и семинаров. Под ред. С.К. Лванга и Чжо-Ек Тыэ. Изд-во «Медицина», ВОЗ, Женева. 1989. – 216 с.
• Власов В.В. Введение в доказательную медицину М.: МедиаСфера, 2001. – 392 с.
• Власов В.В. Эпидемиология: Учебное пособие для вузов. Москва, Издательский дом "ГЭОТАР-МЕД", 2004. – 464 с.
• Гринхальх Т. Основы доказательной медицины.- М., Издательский дом "ГЭОТАР-МЕД", 2004. – 240 с.
• Реброва О.Ю. Статистический анализ медицинских данных. Применение пакета программ Statistica М., МедиаСфера, 2002, 2003, 2006 гг. – 312 с.
• Рекомендации по подготовке научных медицинских публикаций. М.: МедиаСфера, 2006. – 459 с.
• Банержи А. Медицинская статистика понятным языком: вводный курс/ пер. с англ. под ред. В.П. Леонова. – М.: Практическая медицина, 2007, – 287 с.
• Ланг Т.А., Сесик М. Как описывать статистику в медицине. Руководство для авторов, редакторов и рецензентов/ пер. с англ. под ред. В.П. Леонова. – М.: Практическая медицина, 2010, – 488 с.
• Петри А., Сэбин К. Наглядная статистика в медицине/ Пер. с англ. В.П. Леонова. –  М.:  ГЭОТАР-МЕД,  2003. – 144 с.
• Петри А., Сэбин К. Наглядная статистика в медицине/ Пер. с англ. Под ред. В.П. Леонова. –  2-е изд., перераб. И доп. – М.:  ГЭОТАР-МЕД,  2009. – 168 с.
• Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал медицинской практики. – М.: Изд-во Медиа Сфера, № 2, 2007 г., стр. 19-35.
• Леонов В. Три «Почему ...» и пять принципов описания статистики в биомедицинских публикациях. http://www.biometrica-tomsk.ru/principals.htm

В переводимые и редактируемые автором этих строк книги по статистике в медицине, всегда добавляется обширная библиография с перечнем отечественных изданий по статистике (порядка 150-200 книг). Есть подробная аннотация многих таких книг и на самом сайте БИОМЕТРИКА. Как видим, источников с рекомендациями по описанию статистических аспектов исследования более чем достаточно. Было бы только у авторов, научных руководителей, оппонентов и рецензентов желание с ними ознакомиться, и следовать им…

Помимо перечисленных отечественных источников, можно найти разумные рекомендации и в большом количестве учебников по статистике, написанных для самых разных специалистов. Например, для медиков, биологов, химиков, почвоведов, технологов, историков, экономистов, археологов, лингвистов, управленцев, физиков, астрономов, юристов и т.д. К примеру, в аннотированном указателе литературы на сайте БИОМЕТРИКА представлены многие из этих изданий. Кроме изданий на русском языке подробнейшие рекомендации приведены на сайтах известных зарубежных медицинских журналов. Есть немало книг с такими рекомендациями и на английском языке. В 2008 г. мы сделали для одного московского издательства перевод одной из таких книг – «How To Report Statistisc in Medicine. Annotated Guidelines for Authors, Editors, and Reviewers». Thomas A,   Lang, Michelle Secic. Прекрасно написанное руководство по описанию статистики в медицине, в котором, почти на 500 страницах, подробно рассмотрены различные аспекты многих статистических методов. К сожалению, издание перевода этой книги затянулось на 2 года. Но в конце октября 2010 г. это издание поступило в продажу. (Ланг Т.А., Сесик М. Как описывать статистику в медицине. Руководство для авторов, редакторов и рецензентов/ пер. с англ. под ред. В.П. Леонова. – М.: Практическая медицина, 2010, – 488 с. )

Приведу несколько выдержек из этого издания.

«Одним из самых первых шагов в развитии доказательной медицины было повсеместное привлечение внимания к чрезвычайно низкому качеству публикуемых биомедицинских исследований. Хотя отдельные лица старались привлечь внимание к этой проблеме в ряде областей медицины в течение длительного времени, их одинокие голоса имели слабое действие». (How To Report Statistisc in Medicine. Стр. 179.)

 «Условием публикации в JAMA является согласие авторов со следующим положением: «В случае необходимости я предоставлю данные, на которых основана рукопись, на проверку редакторам или их уполномоченным». Такое требование даёт возможность рассматривать претензии, связанные с научной недобросовестностью». (How To Report Statistisc in Medicine. Стр. 185)

«Адекватная статистическая мощность наиболее важна тогда, когда результаты испытания не являются статистически значимыми. В этом случае исследования с заниженной мощностью дают отрицательный результат, но по ним нельзя делать заключений: они не подтверждают взаимосвязь, но и не позволяют полностью исключить ее. Такие исследования, следовательно, мало что дают науке, если дают вообще. Только в случае, когда отрицательный результат испытания опирается на адекватную мощность, наличие взаимосвязи может быть отвергнуто, а результаты могут быть объявлены действительно отрицательными». (How To Report Statistisc in Medicine. Стр. 192.)

       «Для рукописей, посвященных исследованиям, выполненным на средства промышленных предприятий, некоторые журналы теперь в качестве условия публикации требуют проведения отдельного анализа необработанных данных независимым статистиком. В отчёте следует указать его имя и учреждение, в котором он работает, а также отметить, была ли получена компенсация или оплата за проведение анализа». (How To Report Statistisc in Medicine. Стр. 200.)

   «Порядковые категории ответов следует анализировать с помощью критериев для порядковых данных; не следует описывать или анализировать категории так, как если бы они были непрерывными данными. Так, ответы на вопрос об удовлетворенности пребыванием в стационаре по шкале от 1 (мало) до 5 (вполне) не должны даваться в виде среднего и СО, и даже медиана и интерквартильный размах (широта) могут оказаться неинформативными при столь малом количестве категорий. Однако всегда подойдет мода, и часто бывает желательно привести количество или процент ответов по каждой категории». (How To Report Statistisc in Medicine. Стр.  239-240.)

Следуя редакционным требования JAMA, и редакция отечественного журнала «Клиническая и экспериментальная тиреоидология»  ввела аналогичный пункт в свои «Единые требования к рукописям …». Вот как он сформулирован:

«14. … редакция может потребовать от автора предоставления исходных данных, с использованием которых были получены описываемые в статье результаты, для оценки редактором или рецензентом степени соответствия исходных данных и содержания статьи». Неизвестно, пользовалась ли редакция данного журнала этим своим правом, а если пользовалась, то каковы были результаты проверки. Отметим, что среди отечественных биомедицинских журналов это единственный журнал, в котором ясно и конкретно записаны требования к описанию статистических аспектов исследования. Вот как они сформулированы в редакционных требованиях:

«8. Описание процедуры статистического анализа является неотъемлемым компонентом раздела “Материал и методы”, при этом саму статистическую обработку следует рассматривать не как вспомогательный, а как основной компонент исследования. Необходимо привести полный перечень всех использованных статистических методов анализа и критериев проверки гипотез. Недопустимо написание фраз типа «использовались стандартные статистические методы» без их конкретного указания. Обязательно указывается принятый в данном исследовании критический уровень значимости “р” (например, «Критический уровень значимости при проверке статистических гипотез в данном исследовании принимался равным 0,05»). В каждом конкретном случае указывается фактическая величина достигнутого уровня значимости “р” для используемого статистического критерия (а не просто “р < 0,05” или “р > 0,05”).

Кроме того, необходимо указывать конкретные значения полученных статистических критериев (например, критерий “Хи-квадрат” = 12,3 (число степеней свободы df = 2, р = 0,0001). Необходимо дать определение всем используемым статистическим терминам, сокращениям и символическим обозначениям. Например, М – выборочное среднее, m (SEM) – ошибка среднего, STD – выборочное стандартное отклонение, р – достигнутый уровень значимости. При использовании выражений типа M ± m необходимо указать значение каждого из символов, а также объем выборки (n). Если используемые статистические критерии имеют ограничения по их применению, укажите, как проверялись эти ограничения и каковы результаты этих проверок (например, при использовании параметрических методов необходимо указать, как подтверждался факт нормальности распределения выборки). Следует избегать неконкретного использования терминов, имеющих несколько значений (например, существует несколько вариантов коэффициента корреляции: Пирсона, Спирмена и др.). Средние величины не следует приводить точнее, чем на один десятичный знак по сравнению с исходными данными, среднеквадратичное отклонение и ошибку среднего – еще на один знак точнее. Если анализ данных производился с использованием статистического пакета программ, то необходимо указать название этого пакета и его версию».

«Щепетильность при работе с информацией и оформлением научных результатов уходит в прошлое, генерируя, в конечном счете, более примитивные тексты. Ярким проявлением этой тенденции служит примитивизация и уродование родного языка, увеличение неграмотных и полуграмотных людей не только среди обывателей, но и среди научного сообщества.» [Е. Балацкий. Смена научно-поисковой парадигмы: расследования vs исследования. http://www.kapital-rus.ru/articles/article/972/    ] Наука является социальным институтом, функция которого – производство, накопление, распространение и использование новых знаний. Продукцией медицинской науки должно быть полноценное знание, призванное при его использовании дать положительный эффект. Этот эффект может иметь различную природу. Например, снижение себестоимости лечения больного, улучшение качества его жизни, продление полноценной жизни человека и т.д. Подобно тому, как фальшивые лекарства, фальсификаты,  не способны вызвать положительные эффекты при лечении пациентов, так и фальшивые выводы, полученные на основе «статистического шлака» не способны стать полноценным знанием, используя которое в практическом здравоохранении можно улучшать здоровье населения. При этом не исключено, что такие выводы могут даже ухудшать состояние здоровья больных.

А пока мы являемся свидетелями всё большей примитивизации текстов, в том числе, при описании важнейшего этапа медицинского исследования – статистического анализа собранных данных. Всё чаще в текстах статей и диссертаций кузбасских медиков можно обнаружить развесистую «статистическую клюкву», смысл которой кратко можно характеризовать как БСК. (Что такое БСК? Эту аббревиатуру каждый из читателей может расшифровать по-своему …).

            Выше мы уже говорили о целесообразности и необходимости участия  профессиональных биостатистиков при выполнении научных исследований в медицине. Очевидность этого не вызывает никаких сомнений. Организации такой медицинской науки препятствует чисто психологические моменты, связанные с консервативностью корпоративной медицинской этики, а нередко и с авторитарным стилем управления научными организациями.

Необходимость участия биостатистиков в медицинских исследованиях обусловлена не только достижением более высокой надёжности и концентрации получаемой в результате этого информации. Другая, не менее важная цель, очищение публикаций, по результатам таких  исследований, от статистического косноязычия, усиление точности и корректности языка таких публикаций. Очень образно на тему, близкую к обсуждаемой, ещё в 1934 г. сказал известный писатель Варлам Шаламов. «Совместная работа обогатит язык научных работ, сообщит им эмоциональную зарядку, расширит контингент потребителей научного творчества, сделает последнее общедоступней. До сих пор в отношении языка научных работ наблюдается (за немногими исключениями) известное пренебрежение к вопросам словесной одежды, пренебрежение, заставляющее вспомнить лапутян из «Путешествия Гулливера» Свифта или богословов Эразма Роттердамского: «Своё невнятное бормотанье почитают они признаком глубокомыслия, недоступного уразумению толпы. Законы грамматики кажутся им несовместимыми с достоинствам священной науки» (Похвала Глупости). Мысль оденется в прекрасные одежды, и восприятие научной работы будет много сильней, чем тогда, когда «в ушах слушателей раздаются звучные титулы докторов величавых, докторов изощрённых, докторов изощрённейших, докторов серафических, докторов святых и докторов неоспоримых. Засим следуют большие и малые силлогизмы, конклюзии, королларии, суппозиции и прочая схоластическая дребедень». И аббат Жером Куаньяр у Анатоля Франса не скажет, что «учёнейшие среди нас отличаются от невежд единственно приобретённой ими способностью тешить себя сложными и запутанными рассуждениями».

Далее:  КАК ПРАВИЛЬНО: EXCEL ИЛИ EXEL, WINDOWS ИЛИ WINDOUS, MICROSOFT ИЛИ MIKROSOFT, STATISTICA ИЛИ STATISTIKA?