|
|
КУНСТКАМЕРА
Дисперсия жизни...
Кликните по фотографии, и вы сможете...
|
Часть
материалов сайта доступна только подписчикам. На период подписки они
имеют возможность оперативной консультации по статистическому анализу
биомедицинских данных.
Запрос на
подписку направляйте на
 |
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...) |
|
****JavaScript based drop down DHTML menu generated by NavStudio. (OpenCube Inc. - http://www.opencube.com)****
|
Диссертация на соискание
ученой степени доктора биологических наук "Механизмы
образования и деградации надэпителиального
слизистого слоя пищеварительного тракта."
Диссертант - Кривова Н.А., специальность
14.00.17 - нормальная физиология.
НИИ биологии и биофизики Томского государственного
университета,Томск - 1994г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
Стр. 68.
"2.3 Статистические методы.
Статистическую обработку экспериментального
материала выполняли с применением распространенных методов вариационной
статистики. При оценке различий контрольных и опытных групп применяли критерий
Фишера-Стьюдента. Достоверными считали различия с
уровнем доверительной вероятности меньше 0,05. " |
1. В диссертации
не сообщается, какие "распространенные методы", кроме единственного критерия
Фишера-Стьюдента, были использованы.
2. Применение критерия Стьюдента требует
обязательной проверки нормальности распределения вероятности случайной
величины в сравниваемых группах. Оданной проверке в диссертации нигде не
упоминается.
3. Применение критерия Стьюдента требует
обязательного равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах. О
данной проверке в диссертации нигде не упоминается.
4.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." Судя по всему, вероятность того, что диссертант читал эту книгу, либо другую
с аналогичными объяснениями, также меньше 5%...
Следуя авторскому утверждению
получается наоборот, что события с вероятностью Р < 0,05 принимаются им за достоверные. Иными словами, диссертант
утверждает, что верит собственным результатам не более, чем на 5%! К сожалению,
такое абсурдное утверждение ничуть не смутило ни рецензентов диссертации,
ни членов диссертационного совета, ни экспертов ВАК. Причина
этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других в области
статистики, такой же, что и у диссертанта...
Не есть ли это пример "статистических
гитик", следуя терминологии С.Е.Бащинского? По-видимому,
данные утверждения являются не более чем камуфляжными
мемами, целью которых является "онаучивание" полученных результатов.
Интересно, вне научной сферы, к примеру в быту, диссертант также считает
достоверными события с доверительной вероятностью менее 5% ? |
Статья "Использование
эссенциальных фосфолипидов в лечении больных
ишемической болезнью сердца и инсулиннезависимым
сахарным диабетом".
В.А.Алмазов, Я.В.Благосклонная, Е.И.Красильникова.
Кафедра факультетской терапии Санкт-Петербургского
государственного медицинского
университета им. И.П.Павлова.
Кардиология, 1996г., вып.1, стр. 30-33.
| Цитата из статьи
Кардиология, 1996г., вып.1, стр. 31. |
Наш комментарий |
"Полученные данные
обрабатывали на ЭВМ методами многомерной статистики" |
1. Данное предложение
является единственным в статье, в котором вообще упоминается статистика.
Во всем остальном тексте нет никакого упоминания ни конкретных "методов
многомерной статистики", ни результатов применения этих самых методов.
По-видимому,
данные упоминание о методах многомерной статистики является не более чем камуфляжным
мемом, целью которых является "онаучивание"
полученных результатов. |
Диссертация на соискание
ученой степени доктора медицинских наук "Иммуногенетика и клинические варианты
хронического описторхоза удетей."
Диссертант - Кривцова Л.А., специальность
14.00.09 - педиатрия.
Омский государственный медицинский институт,
Омск - 1993г.
| Цитата
из диссертации |
Наш комментарий |
Стр.
66.
"Статистическая обработка материала проводилась
на микро-ЭВМ "Hewlett- Pachard 85A"
США и электронной вычислительной машине ДВК-2. Вычислялись: средняя арифметическая
(М), ошибка средней арифметической (m), среднее квадратичное отклонение  .
Достоверность различий двух выборок оценивалась с помощью критерия Стьюдента
(t) и  . " |
1. Применение критерия
Стьюдента требует обязательной проверки нормальности распределения вероятности
случайной величины в сравниваемых группах. О данной проверке в диссертации
нигде не упоминается.
2. Применение критерия Стьюдента требует
обязательного равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах. О
данной проверке в диссертации нигде не упоминается. |
| Стр.
158 "Таблица 29. Показатели неспецифических факторов защиты с хроническим
описторхозом у детей русского населения Омской и Тюменской областей (M±m) |
1.
В таблице 29 производится попарное сравнение между собой трех групп, что
при использовании критерия Стьюдента недопустимо. В этом случае необходимо
использовать методы общих линейных моделей (GLM), в частности линейные
контрасты.
2. Если остановиться только на сравнении
отдельных групп больных с группой здоровых с помощью критерия Стьюдента,
то в этом случае помимо нормальности распределения в каждой группе, должны
быть равны и генеральные дисперсии. Гипотезу 
проверим с помощью F- критерия Фишера,
который равен отношению двухвыборочных дисперсий. Напомним, что ошибка
среднего "m" вычисляется поформуле: m=s/n. Отсюда найдем выборочную дисперсию:
s2=(m2*n). Сравним
дисперсии, например фагоцитарного числа (ФЧ) здоровых детей (9,8±1,2; n=40)
и больных детей из Омской области (12,8±2,7; n=126).Вычислив F-критерий
Фишера, получим, что F=15,947. При данных объемах выборок этому значению
F-критерия отвечает достигнутый уровень значимости р=0,000000. Это
означает, что генеральные дисперсии сравниваемых совокупностей не равны,
и значит производить сравнение средних с помощью t-критерия Стьюдента нельзя. Проведя аналогичное сравнение группы здоровых
(9,8±1,2; n=40) и группы больных из Тюменской области (12,9±2,2;n=50),
получим, что F=4,2014 . Для данной величины F-критерия и объемов выборок
достигнутый уровень значимости р=0,000005. Вывод тот же, что и выше. Мы
проверили гипотезы для всех необходимых пар
дисперсий. Лишь в одном случае гипотезу о
равенстве дисперсий можно было принять при 5%-ном уровне значимости.
Всего в диссертации
приведено 50 таблиц, в которых порядка 1000 выражений "M±m , р < ".
Выборочная проверка равенства дисперсий в сравниваемых группах этих таблиц
дала такие же результаты.
Из
чего следует, что выводы диссертанта не могут считаться корректно
обоснованными методами статистики, а значит они сомнительны. Какова же
в этом случае их ценность? |
| Показатели |
Больные
хроническим описторхозом |
Здоровые дети n=40
|
|
Омская обл. n=126
|
Тюменская обл. n=50
|
| Лейкоциты |
5,9±0,26 |
6,1±0,3 |
5,6±0,5 |
| Эозинофилы, % |
4,8±2,1 |
8,7±2,6** |
2,8±1,2 |
| Нейтрофилы, % |
52,9±3,0 |
48,8±2,4 |
54,0±1,2 |
| Лимфоциты, % |
38,4±2,8 |
40,5±3,7 |
37,0±1,6 |
| Моноциты, % |
3,6±0,6 * |
3,7±0,8* |
6,0±2,1 |
| Фагоцитарное число
(ФЧ) |
12,8±2,7* |
12,9±2,2* |
9,8±1,2 |
| Индекс завершенности
фагоцитоза (ИЗФ) |
1,10±0,05* |
1,04±0,02* |
1,61±0,04 |
| Гемолитическая
активность комплекса (СН 50),усл.
Ед. |
76,4±2,8* |
73,2±3,4* |
88,0±3,2 |
| Примечание:
* - достоверность различия с контролем
** - достоверность различия между группами |
Статья "Сравнительный анализ показателей
иммунного статуса населения восточных
регионов СССР."
В.И.Коненков, Е.Л.Гельфгат, О.А.Васильева,
Э.А.Кашуба, М.Г.Тузов,А.В.Крайнов, Т.П.Ветлугина, Г.В.Потапова, Т.Г.Дроздова,
И.Ю.Юшкова, Е.В.Чебышева,А.Е.Кондаков.
Институт клинической иммунологии СО
РАМН, Новосибирск,
НИИ психического здоровья Томского
научного центра РАМН, Томск,
Тюменский медицинский институт Минздрава
России, Тюмень.
Вестник РАМН, 1992, вып. 8, стр.47-49.
| Цитата
из статьи |
Наш
комментарий |
Стр.
48. Вестник РАМН, 1992, вып.8
"В этих регионах по 10 унифицированным
иммунологическим методам обследовано1500 человек, трудоспособных обоего
пола в возрасте от 18 до 55 лет, не предъявляющих
на момент обследования жалоб на состояние здоровья и активно работающих
на производстве. ... Полученные результаты обработаны методами вариационной
статистики с использованием проверки выборки на соответствие законам нормального
распределения и оценки достоверности различий по критерию Стьюдента [4]. |
1.
В статье авторы не сообщают о результатах
проверки нормальности распределения иммунологических показателей. Поскольку
далее в табл. 1 приводятся результаты проверки гипотез о равенстве средних,
то предположим, что для всех 70 групп (10 иммунологических показателей
по 7 регионам) гипотеза о нормальности подтвердилась. Однако авторы ни
слова не упоминают о втором необходимом условии - равенстве генеральных
дисперсий. Воспользуемся данными, приведенными ниже в табл. 1, и проведем такую
проверку, подобно тому, как мы это делали выше. Поскольку для каждого региона
авторы не сообщают объем выборки, примем, что эти объемы равные и в сумме
составляют по данным статьи 1500 человек. В этом случае в каждом регионе
было обследовано примерно 214 человек. Приведем результаты проверки гипотезы
о равенстве генеральных дисперсий лимфоцитов для сравнения Новосибирска
с Магаданом (29,8±0,4) с (32,8±0,2) и Новосибирска с Норильском (29,8±0,4)
с (39,0±0,7). Для первой пары значение критерия Фишера F=4, для второй
пары F=3,06. В обоих случаях достигнутый уровень значимости р=0,000000
. Аналогичные результаты получены и для многих других пар сравнения. Это
не позволяет принять нулевую гипотезу о равенстве генеральных дисперсий
и, стало быть, не позволяет применять и t-критерий Стьюдента для проверки
гипотез о равенстве генеральных средних. Из
чего следует, что выводы авторов статьи не могут считаться
корректно обоснованными методами статистики, а значит они сомнительны.
Какова же в этом случае их ценность? |
| Цитата из статьи |
|
Стр. 48 Вестник
РАМН, 1992, вып. 8
Таблица 1
"Показатели иммунного статуса населения
различных регионов восточной части России (M±m) |
| Показатель |
Новосибирск
|
Магадан |
Норильск |
Тюмень |
Томск |
Приморский
край |
Якутск |
| Лимфоциты,
%
Е-РОК, %
ЕАС-РОК, %
М-РОК, %
Етч-РОК, %
Етр-РОК, %
Иммуноглобулин G, г/л
Иммуноглобулин М, г/л
Иммуноглобулин А, г/л
Циркулирующие иммунные комплексы, У.Е. |
29,8±0,4
65,6±0,5
18,4±0,6
7,3±0,48
11,4±0,9
41,1±0,8
12,26±0,62
1,36±0,04
2,16±0,25
30,7±1,2 |
32,8±0,2*
63,6±0,6*
22,8±1,4*
-------
10,7±0,5
33,1±1,3
15,51±0,19*
1,66±0,04*
2,31±0,03*
-------- |
39,0±0,7*
61,0±2,2*
--------
8,0±0,49
12,5±0,5
37,1+0,8
13,31±0,51
1,38±0,02
2,06±0,24
54,0±1,7* |
36,2±4,8
55,2±2,5*
13,1±1,2*
--------
11,3±2,3
35,8±3,3
10,65±0,37*
1,25±0,08
1,99±0,20
--------- |
34,4±4,8*
62,8±2,0
18,9±0,8
7,1±0,66
19,3±1,0*
43,3±2,1
13,40±0,55
1,53±0,09
2,40±0,12
100,7±3,2* |
32,5±0,4*
76,5±1,5*
-------
15,3±0,48*
22,6±1,8*
54,4±2,1
13,10±0,33
1,19±0,05*
2,57±0,12
98,9±0,5* |
37,7±0,8*
53,4±2,5*
-------
11,7±1,42*
11,4±4,26
48,3±2,8*
13,00±0,60
1,02±0,07*
2,27±0,15
80,5±3,5* |
Примечание. Звездочка
- различия статистически достоверны ( p < 0,05) "
Диссертация на соискание ученой степени
кандидата медицинских наук "Эпидемиология артериальной гипертензии, организация
ее профилактики и лечения у женщин на промышленном предприятии города Владивостока."
Диссертант - Андрющенко И.В., специальность
14.00.06 - кардиология.
Владивостокский медицинский институт,
Владивосток, - 1988г.
| Цитата из диссертации |
Наш
комментарий |
Стр. 72
"При проведении корреляционного анализа
среди полученных попарно коэффициентов корреляции были отобраны коэффициенты
значимо отличные от нуля на уровне р
< 0,00001. Выявлена слабая положительная корреляционная связь среднего
САД и ДАД с семейным положением /r=0,08/, наличием ночных смен в графикеработы
/=0,09/, жилищными условиями /r=0,16/, т.е. все эти коэффициенты могут
оказывать влияние на уровень АД."
Стр. 91.
"Для изучения связи АГ с данными акушерско-гинекологического
анамнеза проведен корреляционный анализ.
Обнаружены следующие положительные корреляционные связи:
повышение АД во время беременности с наличием отеков /r=0,18/, судорог/r=0,15/,
нефропатией беременности /r=0,20/ и т.д.". (Далее автор приводит несколько
десятков подобных коэффициентов корреляции). |
1.
Парный корреляционный анализ требует, чтобы переменные, используемые в
анализе,
были либо количественными (непрерывными) либо ранговыми, порядковыми (дискретными). В диссертации
не уточняется, какой именно коэффициент корреляции использовал
автор. В Приложении 3 данной диссертации сообщается, что признак "семейное
положение" имеет следующие градации и коды: холост - 1; женат- 2; вдов
- 3; разведен - 4. Ответы на вопрос "Работаете ли Вы в ночной смене" имеют
только две градации: "Нет" и "Да". Аналогичные дискретные градации
приводятся в Приложении 3 и для остальных признаков упомянутых на
стр. 72 и 91. Например, на стр. 169 в анкете "Вопросы для женщин" п.6.
Во время беременности были ли у Вас:
а) повышения кровяного давления - "нет-1",
"да - 2", "неизвестно -9"
в) отеки - "нет - 1", "да - 2", неизвестно
- 9"
г) судороги - "нет - 1", "да - 2", "неизвестно
- 9".
Такие же ответы предлагаются в анкете
и по многим другим вопросам.
Таким образом, используемые
автором признаки не являются ни количественными
(непрерывными), ни порядковыми (ранговыми).По этой причине использование
коэффициентов корреляции не имеет смысла. |
| Цитата
из диссертации |
Наш комментарий |
Стр.
72
"Для выявления зависимости АД от социально-бытовых
условий жизни работниц применен более чувствительный метод исследования
- множественная регрессия с использованием процедуры stepwise regression.
Независимые переменные были следующие: 1 - семейное положение - С. 2. Образование
- ОБ. 3. Дополнительная или сверхурочная
работа - ДОП. 4. Работа в ночную смену - НС. 5. Обучение заочно или вечерне
- ОЗ. 6. Средний доход на одного члена семьи - СД. 7.Жилищные условия -
ЖУ.
Если же за зависимую переменную принять
САД, то уравнение множественной линейной регрессии примет следующий вид:
САД = 140,833 + 0,880*С - 5,220*ОБ- 5,625*ДОП + 2,321*НС - 8,020*ОЗ + 1,655*СД
+ 2,036*ЖУ. Число прочитанных реализаций - 1961, множественный R-квадрат
- 0,0942.
При зависимой переменной ДАД уравнение
выглядит так: ДАД = 90,705 +0,577*С- 2,761*ОБ - 2,230*ДОП + 1,732*НС -
5,142*ОЗ + 1,251*ЖУ (множественный R-квадрат - 0,0793)." |
Регрессионный анализ
используют в тех случаях, когда не только зависимая переменная является
количественной, непрерывной, но и зависимые переменные, называемые предикторами
(предсказателями), также являются количественными, непрерывными. В данном
случае зависимые переменные САД и ДАД отвечают этому требованию, тогда
как независимые признаки являются дискретными признаками. Поэтому
приведенные в диссертации уравнения регрессии не имеют смысла. |
Статья "Феномен стабильности роста опухоли
в организме хозяина. Новый подход к
концентрации роста и лечения опухоли."
Ф.В.Доненко, Л.В.Мороз.
НИИ клинической онкологии, Онкологический
научный Центр РАМН, Москва.
Вестник РАМН, 1995, вып. 4, стр.14-16.
| Цитата из статьи |
Наш комментарий |
Стр.14 Вестник
РАМН, 1995, вып. 4.
"Статистическую обработку полученных данных
проводили методом Фишера-Стьюдента. Различия считали достоверными при t < 0,05" |
Авторы статьи путают
такие понятия, как величина вычисленного
t-критерия Стьюдента, и уровень значимости "р" отвечающий этой величине
критерия. |
Диссертация на соискание ученой
степени доктора медицинских наук "Нейрогуморальные механизмы адаптации
к мышечной деятельности."
Диссертант - Баранов Н.Н., специальность
14.00.17 - нормальная физиология.
Молдавский государственный университет
им. В.И.Ленина. Кишинев, -1990г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
Стр. 117
"Весь цифровой материал был подвергнут
статистической обработке с помощью общепринятых в биологии и медицине методов
(Каминский Л.С., 1959, Брехман И.И. 1979) Определяли достоверность различий
с помощью t-критерия Стьюдента и эмпирический коэффициент корреляции".
====== ===========
Далее автор приводит в многочисленных
таблицах значения "М" (среднее арифметическое)," ± " и "±m" а также величины р1,
р2 и р3 -
уровни значимости полученные при сравнении средних контрольных и опытных
групп. Например,табл.31 на стр. 174, табл. 32 на стр. 176, табл. 33 на
стр. 179, табл.34 на стр. 180, табл. 35 на стр. 182 и т.д. Ниже приведем
лишь один фрагмент из случайно выбранной табл. 59 на стр. 244:
"Контрольная группа Опытные группы
0,181±0,0579 (n=5) 0,4996±0,301
(n=5) (p < 0,037)
0,087±0,33 (n=5) (p < 0,015)
0,073±0,18 (n=5) (p < 0,004) " |
1. Аналогично тому,
как мы это делали выше, вычислим значения F-критерия Фишера и проверим
гипотезы о равенстве генеральных дисперсий
в сравниваемых группах. В результате получим для первой пары F=27,025 (p=0,0037);
для второй пары F=32,484 (p=0,0026); для третьей пары F=9,665 (p=0,0247).
Таким образом, для всех трех пар гипотеза о равенстве дисперсий отвергается. По
этой причине применение t-критерия Стьюдента недопустимо. Такие
же результаты получены нами и при анализе
результатов других аналогичных таблиц этой диссертации. |
Статья "Кальцитриол: роль в регуляции
эритропоэза, применение в лечении почечной анемии."
А.Ю.Николаев, П.В.Клепиков, С.В.Лашутин,
А.В.Кухтевич.
Московская медицинская академия им.
И.М.Сеченова.
Вестник РАМН, 1995г., вып.5, стр. 39-43.
| Цитата из статьи |
Наш комментарий |
Стр. 39-43 Вестник
РАМН, 1995г., вып.5,
"Полученные данные обработаны статистически
с помощью стандартных пакетов программ".
"Различие между группами в скорости прироста
Ht были статистически высоко достоверны". |
1. Авторы статьи
не уточняют ни название стандарта, ни
его регистрационный номер. По этой причине подобная ссылка на "стандартные
пакеты программ" лишена всякой содержательности.
2. В тексте статьи приведены обозначения
среднего и ошибки среднего, но нет результатов сравнения групп по скорости
прироста в виде конкретных значений достигнутых уровней значимости (p <
) или (p ) статистических критериев с помощью которых принято проверять
декларируемые статистические выводы. Только в этом случае правомерны утверждения
типа "статистически высоко достоверно".
Можно предположить, что использованные авторами статьи" стандартные
пакеты программ" не имели такой возможности... |
Диссертация на соискание ученой степени
доктора биологических наук "Нейроэндокринные механизмы модификации метаболических
функций под влиянием воздействий в раннем онтогенезе".
Диссертант - Лурье С.Б., специальность
14.00.17 - нормальная физиология.
Кемеровский государственный университет,
Кемерово - 1994г.
| Цитата
из диссертации |
Наш комментарий |
Стр.
95
Таблица 2
"Влияние экспериментальных воздействий
в раннем постнатальном онтогенезе на
состояние эндокринно-метаболических функций у взрослых крыс (M±m) |
1.
Применение t-критерия Стьюдента требует обязательного наличия нормальности
распределения вероятностей признака в сравниваемых группах и равенства
генеральных дисперсий в этих же группах. Диссертант
не сообщает ничего о проверке нормальности распределения. По данным
таблицы 2 проверим несколько гипотез о равенстве генеральных дисперсий.
Для удобства представления результатов этой проверки будем указывать вначале
наименование признака (параметра), далее сравниваемые серии и затем значение
F-критерия Фишера и достигнутый уровень значимости "р" для этого значения.
Глюкоза, АБ: F=18,06 р=0,000000
Глюкоза, АГ: F=40,64 р=0,000000
СЖК, АБ, F=3,51 р=0,000575
СЖК, АГ, F=4,257 р=0,0001
11-ОКС, АБ, F=2,276, р=0,015
ИРИ, АБ, F=3,25, р=0,000943
ОКЯКС, АГ, F=5,37, р=0,000298
Отн. площадь островковой ткани (поджелудочной
железы), АВ, F=17,784 р=0,000105.
Таким образом, гипотеза
о равенстве генеральных дисперсий для этих серий не может быть принята,
а значит и t-критерий Стьюдента для сравнения средних также не может быть
использован. |
Серии
Параметры |
А
Интактные
|
Б
Глюкоза
|
В
Инсулин
|
Г Преднизолон
|
Д
Физ. раствор
|
Глюкоза,
ммоль/л |
7,0±0,51
(n=30) |
4,3±0,12*
(n=30) |
6,7±0,17
(n=30) |
4,7±0,08*
(n=30) |
6,3±0,14
(n=30) |
СЖК,
ммоль/л |
15,4±0,79
(n=30) |
22,0±1,48*
(n=30) |
16,1±1,12
(n=30) |
25,2±1,63*
(n=30) |
15,2±0,1
(n=30) |
| Мочевина, ммоль/л |
7,6±0,51
(n=29) |
8,1±0,27
(n=30) |
9,7±0,27
(n=30) |
21,6±0,38**
(n=30) |
7,2±0,82
(n=15) |
11-ОКС,
мкг/л |
104,0±8,9
(n=29) |
192±13,2*
(n=30) |
97±7,1
(n=30) |
76±8,3*
(n=30) |
102±2,3
(n=30) |
ИРИ,
мкед/л |
17,8±0,82
(n=25) |
13,2±0,39*
(n=34) |
10,9±0,38**
(n=30) |
12,3±0,61**
(n=26) |
18,2±0,42
(n=5) |
ОКЯСК*
10кл/мг
(тимус) |
58,1±3,9
(n=20) |
54,0±2,81
(n=20) |
33,9±2,38*
(n=10) |
34,2±2,78*
(n=20) |
57,1±2,72
(n=15) |
| Отн. площадь островковой
ткани (поджелудочн. железа) |
12,2±0,97
(n=10) |
11,1±0,29
(n=10) |
9,8±0,43**
(n=10) |
9,4±0,23 **
(n=10) |
11,8±0,31
(n=10) |
Различия
достоверны при сравнении с серией А:
* - p < 0,05, ** - p < 0,001 , ***
- p < 0,001 . |
Стр.
90
"2.15 Математическая обработка полученных
результатов
Полученные в экспериментах результаты
подвергали статистической обработке по общепринятой методике с применением
t-критерия Стьюдента.." |
1.
По данным таблицы 3 проверим гипотезы о равенстве генеральных дисперсий.
Сравним дисперсии, например, для 9
и 30 дня. В первом случае получим величину критерия Фишера F=14,0625(р=0,000001),
во втором же случае F=10,9483 (р=0,000003). Из этого
следует, что генеральные дисперсии не равны, и значит, t-критерий Стьюдента
применять нельзя. |
Стр.
99
"Таблица 3
Влияние введения глюкозы в раннем онтогенезе
на развитие животных (M±m) |
| Параметры |
Дни |
Интактные
(А) |
Введение
глюкозы (Б) |
| Длина
тела |
9 день |
68,0±0,45 (n=18) |
70,0±0,12 (n=18) |
| Длина
тела |
30 день |
115,0±2,25 (n=18) |
110,0±0,68 (n=18) |
| Длина
тела |
110 день |
195,0±3,27 (n=18) |
192,2±2,99 (n=18) |
| * -
р < 0,01 по сравнению с животными серии А" |
Диссертация на соискание ученой степени
кандидата медицинских наук "Роль поджелудочной
железы в регуляции антитрипсиновой и
трипсиновой активности крови."
Диссертант - Афанасьева А.Н., специальность
14.00.17 - нормальная физиология.
Сибирский государственный медицинский
университет, Томск - 1990г.
| Цитата из диссертации |
Наш комментарий |
Стр. 35.
"Статистическая обработка результатов.
При статистической обработке результатов
расчитывалось среднее значение показателей
(М) и ошибка среднего (m). Достоверность отличий оценивалась после проверки
на нормальность распределения выборки по Т-критерию Стьюдента[15]. ...Достоверным
считали отличия с уровнем доверительной вероятности P < 0,05 ".
Стр. 37.
"Табл. 1
Контроль 1,10±0,15 (n=10)
Опыт 3,21±0,6
(n=11)
(p < 0,01)
Контроль 1,10±0,15 (n=10)
Опыт 3,30±0,51
(n=8)
(p < 0,01)
Стр. 38
Табл. 2
Контроль
221,5±23,5 (n=12)
Опыт 294,0±8,9 (n=11)
(p < 0,01)" |
1. 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 им за достоверные. Иными словами, диссертант
утверждает, что верит собственным результатам не более, чем на 5%! К сожалению,
такое абсурдное утверждение ничуть не смутило ни рецензентов диссертации,
ни членов диссертационного совета, ни экспертов ВАК. Причина
этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других в области
статистики, такой же, что и у диссертанта...
Не есть ли это пример "статистических
гитик", следуя терминологии С.Е.Бащинского? По-видимому,
данные утверждения являются не более чем камуфляжными
мемами, целью которых является "онаучивание" полученных результатов.
2. В тексте диссертации нигде ничего не
сказано ни о том, каким образом производилась
проверка на нормальность распределения, ни о результатах этой
проверки для всех случаев сравнения средних. Предположим, что в данном
исследовании действительно во всех случаях сравнения наблюдалось только
нормальное распределение. Однако в диссертации ничего не сообщается о проверке
второго условия, выполнение которого обязательно при использовании критерия
Стьюдента. В 10 таблицах приводятся выражения типа "M±m, p <". Выберем
две первые таблицы с такими выражениями и проверим гипотезу о
равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах.
Для первой пары дисперсий табл. 1 получаем
значение критерия Фишера F=18,192 .
Для объемов выборок равных 10 и 11 имеем достигнутый уровень значимости
р=0,000087. Аналогичный результат получен и для второй пары дисперсий:
F=9,248 (р=0,0017).
Для табл. 2 имеем значение критерия Фишера
F=7,606 и достигнутый уровень значимости
(при объемах выборок 12 и 11) р=0,0016.
Вывод: генеральные дисперсии в сравниваемых
группах не равны. Аналогичные результаты получены и в большинстве других
таблиц этой диссертации.
Таким образом, даже если предположить,
что в обеих группах переменная имеет
нормальное распределение, то генеральные дисперсии
сравниваемых популяций не равны, и значит производить сравнение средних
с помощью t-критерия Стьюдента нельзя. |
|
