Яндекс.Метрика

Статистика в кардиологии

Каждый слышит то, что понимает. Гете

Статистика посещаемости БИОМЕТРИКИ

16.05.2011 г. на сайт пришло 2561 человек, открывших 3205 страниц
14.11.2011 г. на сайт пришло 2106 человек, открывших 3250 страниц
14.12.2011 г. на сайт пришло 2640 человек, открывших 3452 страницы
17.01.2012 г. на сайт пришло 2439 человек, открывших 3097 страниц
03.03.2012 г. на сайт пришло 2219 человек, открывших 3019 страниц
30.05.2012 г. на сайт пришло 3512 человек, открывших 4706 страниц
06.03.2014 г. на сайт пришло 2556 человек, открывших 3179 страниц
08.02.2015 г. на сайт пришло 2341 человек, открывших 2682 страницы

Если приходят, значит полезное находят.
.  
Пишите нам на адрес

Выбрав любое изображение, кликните по нему мышкой, и Вы прочитаете о том, как ...

Редактор БИОМЕТРИКИ
В. Леонов

Яндекс
цитирования
Яндекс цитирования
 
25 наиболее популярных ссылок, посещаемых читателями нашего сайта

http://www.biometrica.tomsk.ru/Leonov_Erevan_2015.pdf
http://www.biometrica.tomsk.ru/erevan_8.html
http://www.biometrica.tomsk.ru/potencial.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/UNESCO%202010.pdf
http://www.biometrica.tomsk.ru/zakaz.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/zakaz_28.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/kk.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/erevan_3.html
http://www.biometrica.tomsk.ru/stat_cardio1.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/error.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/STAT_CARDIO_2014.pdf
http://www.biometrica.tomsk.ru/logit_9.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/stat_cardio7.htm

http://www.biometrica.tomsk.ru/poisk.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/zakaz_19.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/lis.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/kamchat.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/biometrica_15.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/zakaz_15.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/poisk_vak.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/biometrica_15.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/stat_cardio5.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/krasnojarsk.htm http://www.biometrica.tomsk.ru/erevan_3.html
http://www.biometrica.tomsk.ru/logit_6.htm


  Центр БИОСТАТИСТИКА
выполняет статистический анализ экспериментальных данных уже более 30 лет. В его составе исследователи России, США, Израиля, Англии, Канады и других стран. Нашими услугами пользуются аспиранты и докторанты по медицине, биологии, социологии, психологии и т.д. (См. далее )

Отзывы заказчиков по статистическому анализу данных

23 примера оформления Заказчиками своих данных, их описания, и описания своих целей исследования


В. Леонов. Цели, возможности, и проблемы использования биостатистики в доказательной медицине. Доклад на Конференции по доказательной медицине в Ереване «От доказательной медицины к доказательному здравоохранению» (24 - 26 сентября 2015 года).

Фоторепортаж с Конференции по доказательной медицине в Ереване.

Фоторепортаж с семинара по биометрике в Ереване, прошедшего после конференции по доказательной медицине (24 - 26 сентября 2015 года).

Отзывы слушателей семинара по биометрике в Ереване в сентябре 2015 г.

Леонов В.П".Статистика в кардиологии. 15 лет спустя". Журнал "Медицинские технологии. Оценка и выбор", 2014, №1, с. 17-28. 

Примеры отличных диссертаций и статей по медицине и биологии, с нашими результатами статистического анализа

В.В. Половинкин.
ТОТАЛЬНАЯ МЕЗОРЕКТУМЭКТОМИЯ — ФАКТОР ПОВЫШЕНИЯ ЭФФЕКТИВНОСТИ ЛЕЧЕНИЯ СРЕДНЕАМПУЛЯРНОГО И НИЖНЕАМПУЛЯРНОГО РАКА ПРЯМОЙ КИШКИ.

Н.Г. Веселовская. 
КЛИНИЧЕСКОЕ И ПРОГНОСТИЧЕСКОЕ ЗНАЧЕНИЕ ЭПИКАРДИАЛЬНОГО ОЖИРЕНИЯ У ПАЦИЕНТОВ ВЫСОКОГО СЕРДЕЧНО-СОСУДИСТОГО РИСКА.

О.Я. Васильцева.
ЗАКОНОМЕРНОСТИ ВОЗНИКНОВЕНИЯ, КЛИНИЧЕСКОГО ТЕЧЕНИЯ И ИСХОДОВ ТРОМБОЭМБОЛИИ ЛЕГОЧНОЙ АРТЕРИИ ПО ДАННЫМ ГОСПИТАЛЬНОГО РЕГИСТРА ПАТОЛОГИИ.

В.А. Габышев. 
ФИТОПЛАНКТОН КРУПНЫХ РЕК ЯКУТИИ И СОПРЕДЕЛЬНЫХ ТЕРРИТОРИЙ ВОСТОЧНОЙ СИБИРИ.

М.И. Антоненко.
 
ГИПЕРКОРТИЦИЗМ БЕЗ СПЕЦИФИЧЕСКИХ КЛИНИЧЕСКИХ СИМПТОМОВ: ЭПИДЕМИОЛОГИЯ, КЛИНИКА, ДИАГНОСТИКА.

Н.Г. Веселовская
"ПРОГНОЗИРОВАНИЕ РИСКА РЕСТЕНОЗА КОРОНАРНЫХ АРТЕРИЙ ПОСЛЕ ИХ СТЕНТИРОВАНИЯ У ПАЦИЕНТОВ С ОЖИРЕНИЕМ"

Логистическая регрессия в медицине и биологии
1. Логистическая регрессия. Основные понятия и возможности метода.
2. Логистическая регрессия. Анализ массивов большой размерности.
3. Логистическая регрессия. Примеры анализа реальных данных.
4. Логистическая регрессия и ROC-анализ.
5.Особенности логистической регрессии в акушерстве.
6.Особенности логистической регрессии в психиатрии, психологии и социологии.
7. Пример использования логистической регрессии для расчёта прогноза исхода оперативного лечения.
8. Логистическая регрессия  - "вершина пирамиды". А в "фундаменте" - что?
9. Как повысить качество логистической регрессии.


Камчатская биометрика-2014. Семинар по биометрике в камчатском НИИ КамчатНИРО. (24.03.2014-3.04.2014).

Камчатская фото-биометрика-2014. Фоторепортаж с семинара по биометрике в Петропавловске-Камчатском.

Отзывы слушателей семинара по биометрике в Петропавловске-Камчатском


Последние отзывы на проведённый анализ данных

Ахметов А., Казахстан.

М.В. Емельяненко, врач-кардиолог, ФКУ «Центральный военный госпиталь имени П.В. Мандрыка» МО РФ, Москва.

Надинская М.Ю., к.м.н., доцент кафедры пропедевтики Первого МГМУ им.И.М.Сеченова.
С сайтом www.biometrica.tomsk.ru  я познакомилась около 10 лет назад, когда в России начали широко обсуждать «доказательную медицину». На этом сайте о «доказательной медицине» не только говорили, но и предлагали её «делать», проводя современный статистический анализ данных исследований. Некоторое время назад мне представилась возможность принять участие в этом процессе. Выслала свою Базу данных и её описание в соответствии с представленными на сайте образцами, и в тот же день получила приглашение обсудить через Скайп возможности статистического решения задач моего исследования...

Левашёва Светлана Владимировна, аспирант Башкирского Государственного Медицинского Университета, г. Уфа.
Нужна грамотная и быстрая обработка материала для диссертации? Даже не сомневайтесь – Вам сюда! До обращения в Центр «БИОСТАТИСТИКА» я уже делала попытку обработать собранные мною данные (у практикующего статистика). В итоге получила результаты, о значениях которых мне так и не было дано внятного ответа... 
 

Коровкина Анна, врач-стоматолог, г. Калиниград.
Добрый день, уважаемые коллеги! Из всех прочитанных отзывов я поняла, что буду «первой» из профессии стоматологов. Знакомство c Леоновым Василием Петровичем произошло думаю не случайно, потому как до сих пор не могу остановится в написании научных трудов. Сайт БИОМЕТРИКА открыл для меня безграничные возможности статистической обработки данных и внедрение их в клиническую практику...

В.А. Габышев, Институт биологических проблем криолитозоны СО РАН, Якутск.
Работая над докторской диссертацией, я постепенно пришел к убеждению, что мне необходимо применить современные статистические методы. Материал для своей работы собирал много лет, получился серьёзный массив данных о флористическом, ценотическом составе фитопланктона рек Восточной Сибири, о гидрохимии и других параметрах среды...

Хван Н.В., Алматы, Казахстан Уважаемые диссертанты! Хочу поделиться своим опытом сотрудничества со специалистами Центра «Биостатистика».

Гражданкина Д.В.,
НГМУ, Новосибирск
. Работаю я ассистентом кафедры эндокринологии Новосибирского медуниверситета. Вопрос о том, как и кому выполнять статистический анализ данных для диссертаций, статей по медицине, волновал меня довольно давно...

Веселовская Н.Г., Алтайский кардиоцентр, Барнаул. Хочется поделиться своими впечатлениями от работы с центром БИОСТАТИСТИКА. Итак, это не первое моё сотрудничество с центром. В 2006 г центром БИОСТАТИСТИКА был проведён анализ материала, который вошёл в мою кандидатскую диссертацию...  

Поддубная О.А., доктор медицинских наук, доцент кафедры Восстановительной медицины, физиотерапии и курортологии Сибирского Государственного медицинского университета

Медянникова И.В., кандидат медицинских наук, ассистент кафедры акушерства и гинекологии Омской государственной медицинской академии

Крупская Ю.А. (Ростов-на-Дону)

Чекмарев А.С., аспирант кафедры дерматовенерологии, микологии и косметологии РМАПО, член совета студентов медицинских и фармацевтических ВУЗов при Министерстве Здравоохранения и Социального развития России (Москва)

Максимова С.С., с.н.с. НИИ здоровья, Якутск

Леонов В.П".Статистика в кардиологии. 15 лет спустя". Журнал "Медицинские технологии. Оценка и выбор", 2014, №1, с. 17-28.

Отзывы читателей обзора "Статистика в кардиологии. 15 лет спустя".

БИОМЕТРИКЕ - 15 лет! А что было раньше? И что теперь?  Леонов В.П.
15 лет... Возраст немалый... Как появился наш сайт? И стал ли он популярным?
Первоначально наш сайт был разделом на сайте Доктор.Ру, который был создан в Хабаровске. Вот как выглядел этот раздел, например, 20 июля 2001 года. Поскольку в те годы скорость передачи информации в интернете была невысокая, то для облегчения доступа к материалам БИОМЕТРИКИ мы открыли "зеркала" (копии) в таких городах, как Томск, Владивосток, Москва, Киев. В дальнейшем, когда сайт Доктор.Ру переехал в Москву, был сделан отдельный хостинг БИОМЕТРИКИ в Томске. Со временем необходимость наличия "зеркал" сайта в других городах отпала, и БИОМЕТРИКА осталась в Томске. Читатели БИОМЕТРИКИ в своих письмах часто задают вопрос о том, каковы были мотивы создания этого сайта? Чтобы немного рассказать об этом,
вернёмся на 27 лет назад, в прошлое.


Новые полезные книги...

(Заказать книгу можно через издательство)

Ланг Т., Сесик М. Как описывать статистику в медицине. Руководство для авторов, редакторов и рецензентов. Пер. с англ. В.П. Леонова. 2016 - 480 с. Актуальность этого издания весьма велика. По-прежнему в биомедицинских статьях и диссертациях публикуется масса статистических нелепостей, как образцы "статистического самоудовлетворения" и "статистического макияжа". Например, в двух диссертациях, выполненных в 2014 и 2015 гг. в Алтайском медуниверситете по разным специальностям, но при этом в полностью идентичных описаниях, состоящих из 94 слов, написано следующее. «Полученные данные были статистически обработаны с использованием программ Microsoft Offis Exel 2007. Достоверность различий между средними величинами определяли с помощью критерия значимости Стьюдента (t). Нормальность распределений в группах оценивали по критерию Шапиро-Уилка». Далее сообщается об использовании критерия Манна-Уитни, и т.д. Очевидно, что под Offis Exel авторы подразумевали Office Excel. Сложнее было бы об этом догадаться, если бы авторы написали Offis Exul. Вывод: оба диссертанта, как и члены двух диссертационных советов, не знают многого, в том числе описанного в этой книге. Например, не знают того, что в пакете Office Excel нет критериев Шапиро-Уилка и Манна-Уитни. Данная книга обучит правильно и хорошо описывать и понимать результаты статистического анализа. Поэтому исследователи станут более качественно выполнять статистический анализ, получая правильную технологию лечения пациентов. Что в результате будет снижать смертность населения, а также себестоимость лечебных процедур.

  Приложение к русскому изданию книги «Как описывать статистику в медицине. Руководство для авторов, редакторов и рецензентов».
Авторы: Т. А. Ланг, М. Сесик. Перевод с англ. под ред. Леонова В.П. Изд-во:
Практическая Медицина, 2016.
  В приложении приведён список 209 полезных изданий по использованию статистики в биомедицине.

Петри А., Сэбин К. Наглядная медицинская статистика. Учебное пособие. 3-е издание. Пер. с англ. В.П. Леонова. 2015. - 216 с. Предыдущие издания оригинала этой книги были опубликованы в 2000, 2005 и 2009 гг. Третье издание книги, как и два предыдущих, имеет целью донести до читателя основные понятия и принципы медицинской статистики, которые достаточно широко используются зарубежными медиками и биологами. Книга содержит необходимую теоретическую часть, а также в доступной форме даёт практическое описание того, как могут применяться статистические методы в реальных клинических исследованиях. Низкий уровень использования статистики в отечественной медицинской науке является одной из основных причин, по которым уже 111 лет Нобелевские премии по медицине не присуждаются россиянам. Ценность этой книги для медицинской науки определяется и проводимой в России реформой отечественной науки, в том числе реформой ВАК и системы научной аттестации. Учебное пособие предназначено для студентов, аспирантов и докторантов медицинских вузов, биологических факультетов университетов, врачей, исследователей-клиницистов и всех, кто является сторонником доказательной медицины.

Банержи А. Медицинская статистика понятным языком: вводный курс. Издательство "Практическая медицина", 2014. - 287 с. Пер. с англ. В.П. Леонова.
Издание представляет собой вводный курс по принципам статистики. Представлены базовые понятия и принципы статистических исследований применительно к медицине. В отличие от большинства подобных изданий, указанные темы изложены кратко и доступно. Для чтения книги не требуется знание сложных разделов высшей математики, вполне достаточно тех, что даются в школе. Внедрение в практику принципов доказательной медицины диктует необходимость понимания статистики. После знакомства с книгой читатель сможет критически оценивать многочисленные публикации, содержащие статистическую терминологию и результаты описанных исследований. Полученные знания помогут избежать ошибок в планировании биомедицинских исследований, а также в изложении их результатов. Большим преимуществом книги служат глоссарий и подробный предметный указатель.
Для студентов, аспирантов, научных работников, а также врачей всех специальностей.

Т. Гринхальх. Основы доказательной медицины. Издательство "ГЭОТАР-Медиа", 2015. - 336 с. 4-е издание переработанное и дополненное. Пер. с англ. Под ред. И.Н. Денисова, К.И. Сайткулова, В.П. Леонова.
Данная книга является наиболее популярным в мире руководством по доказательной медицине, ставшее известным и в России. Руководство предназначено для студентов и врачей. За 18 лет с момента первого издания в 1996 г., эта книга переведена на восемь языков (испанский, итальянский, китайский, немецкий, русский, французский, чешский, японский) и напечатана огромными тиражами. Руководство завоевало признание практикующих врачей, преподавателей и студентов во многих странах; по нему преподается медицина, основанная на доказательствах, в медицинских школах всего мира. В книге 17 глав, среди которых есть и глава "Статистика для неспециалиста". Эта главу мы дополнили большим списком русскоязычной литературы как по самой статистике, так и по биостатистике. А начинается книга с определения понятия "доказательная медицина". Итак, что же такое "доказательная медицина"? Что, чем, и зачем "доказывают"? Читайте эту книгу!


Доказательная или сомнительная? Медицинская наука Кузбасса: статистические аспекты.
ВВЕДЕНИЕДОКАЗАТЕЛЬНАЯ МЕДИЦИНА И СТАТИСТИКА.
КРАТКОСТЬ – СЕСТРА ТАЛАНТА? ИЛИ ПРИЗНАК НЕЗНАНИЯ?
ПРОЦЕНТЫ – ПРИМИТИВНО? ЗАТО ДОСТУПНО!

СТАТИСТИЧЕСКАЯ ВАМПУКИЗАЦИЯ,  ОНА ЖЕ ВСЕОБЩАЯ СТЬЮДЕНТИЗАЦИЯ
.
«ЛОШАДЕНДУС СВАЛЕНДУС С МОСТЕНДУС».
КАК ПРАВИЛЬНО: EXCEL ИЛИ EXEL, WINDOWS ИЛИ WINDOUS,
MICROSOFT ИЛИ MIKROSOFT, STATISTICA ИЛИ STATISTIKA?
 
ЗЕММЕЛЬВЕЙС И СТАТИСТИЧЕСКАЯ ТЕХНИКА БЕЗОПАСНОСТИ.
«ЗАЧЕМ НАМ КУЗНЕЦ? НАМ КУЗНЕЦ НЕ НУЖЕН». ПРИМЕРЫ ПОДРОБНОГО ОПИСАНИЯ.
КТО ВИНОВАТ?  ЧТО ДЕЛАТЬ?
ВМЕСТО ЗАКЛЮЧЕНИЯ.
Весь обзор одним файлом

КУНСТКАМЕРА

 

На белую страницу строчка ляжет - 
И вашу мысль увидят и прочтут. 
...
Как часто эти найденные строки
Для нас таят бесценные уроки.
У. Шекспир. Сонет 77

Вырази ложную мысль ясно,
И она сама себя опровергнет.
Л. Вовенарг

В начале 2001 г. был объявлен конкурс на эпиграфы к разделу "КУНСТКАМЕРА". За два месяца читатели прислали более 50  эпиграфов...       (дальше...)

 

Статья "Роль энкефалинов в механизме антиаритмических эффектов адаптации при острой ишемии миокарда".

Лишманов Ю.Б.,Маслов  Л.Н., Халиулин И.Г., Барабаш Н.А.

НИИ кардиологии Томского научного центра АМН.

Вестник РАМН, 1992 г., вып.3, стр. 5-8.

Стр. 5 Вестник РАМН, 1992г., вып.3. 

"Результаты обрабатывали статистически с использованием критерия Стьюдента, а для оценки качественных показателей использовали метод В.С.Генеса [2]". 

Стр. 6 Вестник РАМН, 1992г., вып.3. 

"Таблица 1 
Влияние адаптации и ОИМ на содержание энкефалинов в миокарде (M±m) 
Группа Показатель воздействия Уровень лейэнкефалина, нг/г n Уровень метэнкефалина, нг/г n
1-я 
 

2-я 
 

3-я 
 
 

4-я 
 

5-я 
 
 
 
 
 
 
 

6-я 
 
 

Интактные животные 

Холод 
 

Плавание 
 
 

Плавание+холод 
 

ОИМ+контроль 

Неишемизированная зона 

Зона ишемии 

Адаптация+ОИМ 

Неишемизированная зона 
 

Зона ишемии

11,08±1,61 
 

9,77±1,84 
p > 0,05 

10,42±2,52 
p1 > 0,05 
 

8,76±0,82 
p1 > 0,05 
 

6,82±0,37 
p1 < 0,01 

7,51±0,57 
p1 < 0,01 
 

6,79±0,76 
p1 < 0,05 
p2 > 0,05 

10,38±1,13 
p1 > 0,05 
p2 < 0,05

10 


 


 
 

10 
 
 
 

10 
 
 


 
 


 
 

8

30,6±3,9 
 

33,8±9,0 
p > 0,05 

33,1±8,3 
p1 > 0,05 
 

51,7±6,1 
p1 < 0,01 
 

46,2±3,7 
p1 < 0,05 

42,1±2,2 
p1 < 0,05 
 

54,8±7,0 
p1 < 0,01 
p2 > 0,05 

71,2±9,4 
p1 < 0,01 
p2 < 0,05


 


 
 
 


 
 

6
 
 


 
 

8

Для приведенной на той же странице таблицы 2 - "Влияние адаптации и ОИМ на содержание циклических нуклеотидов в миокарде крыс (M±m)" для подобных же пар сравнения получаем следующие значения 

F-критерия Фишера: F=5,996 (p=0,000297); 

F=2,354 (p=0,049896); F=2,7974 (p=0,018); 

F=4,73366 (p=0,001); F=4,641 (p=0,00378). 
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий.

2. В Примечании авторы сообщают, что значения р1 и р2 есть "достоверные различия" для тех или иных сравниваемых групп. Видимо, р1 и р2 являются не чем иным как уровнем значимости для критерия Стьюдента. Между тем, некоторые значения этих величин больше либо меньше 0,05. Однако согласно Примечания: все сравниваемые средние группы имеют "достоверные различия" независимо от того больше или меньше 0,05 значения р1 и р2 . Отметим, что в статье не уточняется, какую величину уровня значимости "р" авторы принимают за критическую. 

3. Авторы сообщают, что "... для оценки качественных показателей использовали метод В.С.Генеса [2]". В списке литературы, приведенном в конце статьи, этот источник описан так: "2. Генес В.С. Таблицы достоверных различий между группами наблюдений по качественным признакам. М., 1964". Поскольку в тексте статьи не упоминаются результаты сравнения групп по качественным признакам, то неясно, какие же именно "качественные показатели" оценили авторы с помощью этого литературного источника.


 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 
 

1. В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальность распределения и равенство генеральных дисперсий. Используя данные таблицы 1, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для некоторых пар. 

Для пары "Интактные животные" (11,08±1,61) и "Плавание+холод" (8,76±0,82) получаем значение критерия Фишера F=4,028 (р=0,025) - гипотеза о равенстве дисперсий отвергается. Для пары "Интактные животные" (11,08±1,61) и "ОИМ+контроль Неишемизированная зона" (6,82±0,37) F=19,784 (р=0,000068). Для пары "Интактные животные" (11,08±1,61) и " Адаптация+ОИМ Неишемизированная зона" (6,79±0,76) F=5,21 (р=0,0147) и т.д. 

Примечание. 5-я группа - неадаптированные животные с ОИМ, 6-я группа - адаптация к холоду и физической нагрузке с последующей коронароокклюзией; р1 - достоверные различия по отношению к интактным животным, р2 - достоверные различия по отношению к 5-й группе".



Диссертация на соискание ученой степени кандидата биологических наук "Сукцессии растительности и динамика растительного вещества при зарастании отвалов лесостепной зоны юга средней Сибири".

Диссертант - Миронычева-Токарева Н.П., специальность 03.00.05 - ботаника.

Институт почвоведения и агрохимии СО РАН, Новосибирск - 1996г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 20. 

"Полученный цифровой материал по записям растительного вещества обрабатывали статистически". 

Стр. 217. 

"Сеяные луга на рекультивированном отвале являются высокоурожайными. Биологический урожай достигает 4,2 т/га, что превышает урожай сена естественных лугов, который составляет 3,7 т/га". 

1. В тексте диссертации в нескольких десятках таблиц приведены значения выборочных средних (М), ошибок средних (m) и среднеквадратичных отклонений (s). Однако нигде нет никаких следов проверки тех или иных статистических гипотез. Полностью отсутствуют результаты сравнения средних, которые обычно сопровождаются записями типа "р < 0,05" и т.п. Таким образом, вся статистическая обработка заключалась только в вычислении отдельных выборочных характеристик. 

2. Утверждениые, приведенное на стр. 217, не подкреплено проверкой статистических гипотез о средних. Средние значения 4,2 т/га и 3,7т/га являются выборочными и на их основе нельзя полученные выводы распространить на всю генеральную совокупность. В этом случае более приемлемо говорить об арифметических, а не о статистических выводах. Это означает, что утверждения диссертанта сомнительны. Столь же сомнительна в этом случае и ценность таких выводов.



Статья "Электрофизиология центральной нервной системы при эффективной анестезии".

Лихванцев В.В.,Смирнов  В.И., Ситников А.В., Субботин В.В., Петров О.В.

Институт хирургии им. А.В.Вишневского РАМН, Москва.

Вестник РАМН, 1995г., вып.6, стр.22-27.

Цитата из статьи Наш комментарий
"Данные полученные при мониторинге указанных выше параметров ЦиПГ, сравнивали методами вариационной статистики с вычислением критерия Т Стьюдента на ЭВМ ДВК-3 по программе разработанной совместно канд. физ.-мат. наук (далее следует ФИО - В.Л.). Корреляционный анализ проводили по оригинальной программе на компьютере IBM". 

"После введения аналгетика все исследуемые показатели нормализовались".

1. В статье не приводится данных о результатах проверки условий обязательных при использовании  t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах. 
2. Авторы не поясняют, в чем заключалась оригинальность использованной ими программы корреляционного анализа. Не сообщается и то, какие именно коэффициенты корреляции вычислялись по этой оригинальной программе. 
3. Не поясняется, как и зачем "нормализовались" все исследуемые показатели. Означает ли это, что в результате такого преобразования все признаки стали иметь нормальное распределение вероятностей, либо же они приобрели какое-то иное свойство. 
4. В статье отсутствуют и такие признаки проверки статистических гипотез, как значения вычисленных критериев Стьюдента и отвечающие им величины уровней значимости, приводимые чаще всего в виде "р < 0,05" или "p > 0,05".



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Клинико-диагностические критерии нарушений сердечно-сосудистой системы у детей с тимомегалией".

Диссертант - Барабаш Н.А., специальность - 14.00.06 - кардиология.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1996г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 41. 

"Статистические методы обработки полученных данных. 

Статистический анализ проводился на основе банка данных, доступ к которому реализовывался через пакет программ STATGRAPHICS в которой использовались вариационный, корреляционный, регрессивный и дискриминантный методы, помимо средних значений расчитывались величины дисперсий первого и второго порядка, определялась погрешность и достоверность, оценка параметров проводилась по Т-критерию Стьюдента".

1. Автор не раскрывает смысла и содержания вариационного метода, поэтому невозможно обнаружить результаты его применения в диссертации.  Не уточняется и то, в каких случаях и как определялись "погрешность и достоверность". 
2. Неизвестно, что такое дисперсия первого и второго порядка. Неизвестно, как можно оценивать параметры по Т-критерию Стьюдента. К примеру, как можно оценить среднее арифметическое или дисперсию по критерию Стьюдента? В тексте встречаются выражения типа "M±m, p < ". Если принять гипотезу о том, что автор сравнивала средние с помощью t-критерия Стьюдента, то надежность полученных результатов вызывает сомнение, поскольку не проводилась проверка нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах. 
3. Неизвестно содержание "регрессивного метода". Автор, видимо, подразумевала регрессионный анализ. Однако невозможно прокомментировать результаты использования как "регрессивного", так и дискриминантного методов, поскольку в диссертации вообще отсутствуют результаты применения этих методов. 



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Клиника и лечебно-профилактические мероприятия при острых пневмониях у лиц молодого возраста".

Диссертант - Андреев С.М., специальность 14.00.05 - внутренние болезни.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1993г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 46 
"Статистическая обработка материалов исследований выполнялась на ЭВМ СМ-1420 с помощью пакета BMDP (1983) при использовании программ вариационной статистики с определением критериев достоверности по Стьюденту. Для поиска критериев математического моделирования вариантов ОП у молодых лиц использованы прикладные программы факторного и дискриминантного анализов этого же пакета" 

Стр. 58 
"Результаты работы программы факторного анализа - BMDP 4M представлены в табл.6.

Таблица 6. 
Весовые характеристики клинических признаков в факторе у больных острой пневмонией (n=119)

1. В диссертации нигде не приводятся результаты проверки нормальности распределения вероятностей и равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах, что необходимо при использовании критерия Стьюдента

2. Программа Р4М пакета BMDP выполняет факторный анализ корреляционной или ковариационной матриц. Это означает, что в данном анализе можно использовать только количественные, непрерывные переменные. Как видно из содержания таблицы 6, диссертант использовал дискретные номинальные признаки. Поэтому то, что использовано автором в факторном анализе, не может являться ни корреляционной, ни ковариационной матрицами. Отсюда следует, что программа Р4М выполняющая факторный анализ, не может применяться в данном случае. Исходные данные для анализа собирались диссертантом с помощью "Карты динамического наблюдения за больным острой пневмонией" (отпечатано в Ленинграде в 1988г., заказ ¦373 в типографии Военно-Медицинской Академии им. С.М.Кирова) приведенной в диссертации. A. Pole. Statistical Arbitrage.Подавляющее большинство признаков использованных в данной карте являются дискретными и по этой причине не могут быть использоваться в классической процедуре факторного анализа

3. В описании программы Р4М (Программное обеспечение ЭВМ, вып. 44, ч.2, Минск - 1883, с.163) приведены разнообразные методы первоначального извлечения факторов. В зависимости от выбора того или иного метода, результаты приведенные в табл. 6 могут существенно изменяться. Кроме того, в этом же описании дано 10 методов последующего вращения первоначальных факторных решений. Например, методы "варимакс", "прямой квартимин", "квартимакс" и т.д. Выбор того или иного метода вращения может иметь различные аргументы. В зависимости от выбора метода вращения результаты табл. 6 также могут существенно изменяться. Полное отсутствие в диссертации описания этих деталей не позволяют понять авторскую логику проведенного анализа.

Название признака  Весовые 

характеристики

Сопутствующие заболевания 
Перенесенные простудные заболевания, 
грипп: 
1 - редко 
2 - часто (1-2 раза в год) 

Перенесенные ангины: 
1 - редко 
2 - часто (1-2 раза в год) 

Перенесенные пневмонии: 
1 - редко 
2 - часто (1-2 раза в год) 

Срок последнего заболевания пневмонией (лет) 

Аллергические заболевания в анамнезе: 
0 - не было 
1 - были 

Аллергические заболевания в семье: 
0 - нет 
1 - у отца 
2 - у матери 
3 - у братьев, сестер 
4 - у других родственников 

Непереносимость: 
0 - нет 
1 - антибиотики 
2 - новокаин 
3 - витамины 
4 - другие препараты или пищевые продукты 

0,14 

-0,11 
 
 

0,19 
 
 

0,10 
 
 

0,25 
 

-0,06 
 
 

0,01 
 
 
 
 
 

 -0,01 
 
 

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 63 

"С целью определения весовых характеристик каждого признака в общем клиническом факторе проведен однофакторный дисперсионный анализ. Результаты определения весовых характеристик приведены в табл. 6. В дальнейшем, при анализе всех последующих факторных синдромов, эти результаты будут использоваться в качестве весовых характеристик каждого признака - как единая мера оценки каждого симптома"

Ранее, на стр. 58, диссертант утверждал, что в табл. 6 представлены результаты факторного анализа, теперь же на стр. 63 сообщается, что это результаты однофакторного дисперсионного анализа. Непонятно, в результате использования какого статистического метода получены числа, приведенные в таблице 6
Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 130 

"Признаки, формирующие КФС у данной группы больных, имеют высокие корреляционные связи с неблагоприятным анамнезом: с наличием аллергических заболеваний (r=0,91), с непереносимостью лекарственных препаратов или пищевых продуктов (r=0,83), аллергическими заболеваниями в анамнезе (r=0,75), количеством перенесенных ранее ангин (r=0,77) и простудных заболеваний (r=0,69)". 

Как уже выше обсуждалось, упоминаемые автором признаки являются дискретными, номинальными признаками. По этой причине коэффициенты корреляции (Пирсона или Спирмэна) в данном случае использованы быть не могут. То есть эти результаты являются ложными. 



Диссертация на соискание ученой степени доктора медицинских наук "Роль гемопоэзининдуцирующего микроокружения в регуляции кроветворения при действии на организм миелоингибирующих факторов".

Диссертант - Агафонов В.И., специальность 14.00.16 - патологическая физиология.

НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН ,
Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1994г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 82 

"Полученные данные подвергали статистической обработке, используя методы вариационной статистики. При этом вычисляли среднюю арифметическую "Х" и среднюю ошибку среднего значения "m" в каждой группе. Проверку достоверности различий оценивали с помощью t-критерия Стьюдента (Лакин Г.Ф., 1973). Результаты исследования были обработаны на персональном компьютере IBM PC АТ с использованием соответствующих программ. В таблицах приведены средние значения признака "Х" и средние ошибки величины (Х+m), на графиках величины доверительных интервалов при Р=0,05".

1. В диссертации не сообщается о проверке нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий, необходимых условий при использовании критерия Стьюдента. Провести самостоятельно проверку гипотез о равенстве генеральных дисперсий, подобно тому, как мы это делали выше, невозможно. В 56 таблицах, в которых приведены выражения "M±m, p < ", не приведены объемы выборок. В тексте же диссертации сообщается, что всего было использовано 1418 мышей-самцов линии СВА и 120 мышей самцов линии С57В1/6. Однако значения ошибки среднего "m" нередко отличались в сравниваемых группах в разы: 

0,40 и 1,0; 0,48 и 1,65 (табл.14 стр. 115) 

0,01 и 0,05; 0,41 и 0,11 (табл.10 стр. 109) 

0,86 и 0,12; 0,71 и 0,03 (табл.56 стр. 214) 

2. Доверительная вероятность "Р" должна быть достаточно большой и близкой к единице, например 0,9; 0,95 или 0,99 (см. литературу и ГОСТы по прикладной статистике).



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Роль поджелудочной железы в регуляции состояния калликреин-кининовой системы крови".

Диссертант - Грибовская Е.А., специальность 14.00.17 - нормальная физиология.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1993г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 39 

"Вычислялись средняя арифметическая ряда (М) и средняя ошибка средней арифметической (m). Достоверность различий в выборках оценивали, используя Т-критерий Стьюдента. Достоверными считались отличия с уровнем доверительной вероятности Р < 0,05". 

Стр. 41 

"Табл. 2 

Сравнения: 

3,76±0,11 (n=10) с 2,88±0,04 (n=10) (p <0,01) 

2,24±0,09 (n=10) с 1,06±0,19 (n=10) (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 ими за почти достоверные. Иными словами, диссертант утверждают, что она 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...

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. Опыт работы с биомедицинскими данными показывает, что нормальное распределение встречается не часто. Предположим, что в данном исследовании действительно наблюдалось только нормальное распределение. Однако второе условие возможности использования критерия Стьюдента автором вообще не проверялось. В диссертации 14 таблиц с выражениями типа "M±m, p < ". Выберем наугад одну из этих таблиц (табл. 2 стр. 41) и проверим гипотезу о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах. Для первой пары дисперсий табл. 2 получаем значение критерия Фишера F=7,5625 (для объемов выборок равных 10 и 10 имеем достигнутый уровень значимости р=0,00297) и для второй пары дисперсий F=4,457 (р=0,018). 

Вывод: генеральные дисперсии в сравниваемых группах не равны. Аналогичные результаты получены и в большинстве других таблиц этой диссертации. 

Таким образом, даже если сравниваемые величины имеют нормальное распределение, генеральные дисперсии сравниваемых совокупностей не равны, и значит производить сравнение средних с помощью t-критерия Стьюдента нельзя.



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Роль калликреин-кининовой системы в адаптации к различным по длительности физическим нагрузкам".

Диссертант - Красов Ю.М., специальность 14.00.17 - нормальная физиология. 

Алтайский государственный медицинский университет, Барнаул - 1991г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 37 

"Для анализа полученных результатов цифровой материал подвергался цифровой обработке методом вариационной статистики для связанных между собой величин. Достоверность различий в выборах (так в тексте - В.Л.) оценивали, используя критерий Стьюдента. Вычислялась среднеарифметическая ряда (М). Затем находилось центральное среднестатистическое отклонение, характеризующее изменчивость процесса, и средняя ошибка средней арифметической (m)".

1. В работе отсутствуют результаты проверки нормальности распределений и равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах необходимые при сравнении средних по критерию Стьюдента. 

2. Диссертант не раскрывает смысла используемой им величины "центральное среднестатистическое отклонение, характеризующее изменчивость процесса". Можно предположить, что это среднеквадратичное отклонение "s". Неясно также, изменчивость какого процесса характеризует эта величина. 

3. Диссертант сообщает, что им вычислялась "... средняя ошибка средней арифметической (m)", однако при этом не уточняется как производились эти вычисления. Если это среднее отклонение средней арифметической, то оно равно нулю. Покажем это на простом примере. Возьмем три числа: 1; 2 и 3. Среднее арифметическое в этом случае равно М = (1+2+3)/3 = 6/3=2. Среднее отклонение от средней арифметической будет равно: m = ((1-2)+(2-2)+(3-2))/3 = ((-1) + 0 + 1)/3 = 0/3 = 0. Можно предположить, что это среднеквадратичное отклонение средней арифметической, обозначаемое в литературе как "m". Непонятно, почему диссертант использует вместо известных и широко применяемых статистических терминов новые термины, не раскрывая их смысл и содержание. 



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Местные факторы защиты при острых заболеваниях органов мочевыделения у детей".

Диссертант - Гужвина И.И., специальность 14.00.09 -педиатрия.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1994г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 24. 

"Математические методы обработки. 

Статистическая обработка проводилась на ПЭВМ (типа IBM АТ-286) на основе банка клинических данных. Произведен расчет среднеарифметических значений (М), среднеквадратичных отклонений (s) и дисперсии средних значений (m). Сравнение средних осуществлялось методами дисперсионного анализа по критериям Стьюдента (t-критерий), Фишера (F-критерий) для количественных данных, и Пирсона (-критерий) для качественных (непараметрических) данных. 

1. Видимо в тексте допущена ошибка, поскольку в статистической и биомедицинской в литературе через "m" обозначают ошибку среднего, а не дисперсию среднего. 

2. Непонятно, как применял диссертант t-критерий Стьюдента в дисперсионном анализе. 

3. Диссертант утверждает, что она сравнивала средние значения для качественных признаков с помощью  -критерия Пирсона. Это утверждение не имеет смысла, поскольку для дискретных, качественных признаков не существует такой характеристики как "средняя". Как можно, например, вычислить среднюю для качественного признака "Пол"? Что же и как сравнивал диссертант с помощью -критерия? 

4. Авторское выражение "непараметрические данные",   лишено смысла. Для иллюстрации этого утверждения обратимся к упоминаемому автором изданию Г.Ф.Лакин.  Биометрия. - М.: Высш. школа, 1990. На стр.112 читаем: "В области биометрии применяют два вида статистических критериев: параметрические, построенные на основании параметров данной совокупности (например, Хср. и S2x) и представляющие функции этих параметров, и непараметрические, представляющие собой функции, зависящие непосредственно от вариант данной совокупности с их частотами". Для уточнения термина "непараметрический критерий" обратимся к "Статистическому словарю" (Гл. ред. М.А Королев. - 2-е изд., перераб. и доп. - М.: Финансы и статистика. - 1989. -623с), в котором на стр. 228 читаем: "КРИТЕРИЙ НЕПАРАМЕТРИЧЕСКИЙ - критерий статистической проверки гипотезы, когда закон распределения исходной генеральной совокупности неизвестен". Таким образом, не бывает "непараметрических данных", а говорить можно только о непараметрических критериях. Диссертант путает такие понятия, как качественные признаки и непараметрические статистические критерии. Можно ли в этом случае ожидать, что такая путаница не приведет к неверным выводам? 

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 24. 

"Объединение и описание групп, близких по ряду признаков, проводили с помощью кластерного анализа". 

Стр. 81. 

"При проведении факторного анализа сформировано 6 кластеров с близкими в пределах группы значениями СОЭ, ОК мочи и абсолютного содержания Н, ЛФ, МФ".

Стр. 84. 

"Для получения количественных характеристики показателей в кластерах и устранения возрастных различий использовалась математическая модель в виде полинома".

1. В диссертации не сообщается названия использованного алгоритма кластерного анализа, не приводится и аргументация в пользу выбора этого алгоритма. Между тем, в настоящее время существуют сотни, если не тысячи, различных алгоритмов кластерного анализа,  каждый из которых приводит к разным результатам.

2. На стр. 24 диссертант сообщает об использовании кластерного анализа, а далее на стр. 81 говорит уже о том, что кластеры сформированы по результатам факторного анализа. Неясно, в результате какого же конкретного метода статистического анализа получена кластерная структура. Это противоречие нигде в диссертации не объясняется. 

3. Результаты кластерного анализа весьма существенно зависят от масштаба и интервала значений используемых количественных признаков. Один из путей элиминации этого явления, стандартизация признаков. Между тем, на стр. 81 диссертант прямо говорит о том, что использовались абсолютные значения признаков. Это означает, что полученная кластерная структура определяется в основном признаками с максимальными дисперсиями и стало быть не является устойчивой и надежной. 

4. Диссертант не пояснил, какие именно количественные характеристики кластеров были получены с помощью полиномов. Не описана и сама математическая модель в виде полинома. 

    Использование сложных методов анализа требует не только отличного знания теории этих методов и большого опыта их применения, но и грамотного описания деталей этого применения в работе. Только тогда результаты их применения позволяют получить надежные выводы, которые вызывают доверие читателей. В противном случае это не более, чем  "статистические гитики", следуя терминологии С.Е.Бащинского.



Диссертация на соискание ученой степени кандидата биологических наук "Влияние мышечной нагрузки на соотношение секреторной деятельности слюнных и желудочных желез у человека".

Диссертант - Кучина Н.В., специальность 14.00.17 - нормальная физиология.

Курганский государственный педагогический институт, Курган - 1994г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 46 

"2.4 Математическая обработка 

Полученные данные были обработаны методом вариационного и корреляционного анализа на "Электронике - 85" в вычислительном центре Курганского педагогического института (Г.Ф.Лакин, 1980). При статистической обработке был использован метод Стьюдента-Фишера. Различия между сравниваемыми величинами считали достоверными при вероятности не менее 95% (Р=0,05). Для графического изображения полученных данных определяли доверительные границы при Р=0,05. При уровне вероятности Р=0,05 различия между сравниваемыми средними являются статистически доверительнными (так в тексте - В.Л.), если отрезок, изображающий разность между большей из сравниваемых величин и ее нижней доверительной границей, и отрезок, представляющий разность между меньшей из сравниваемых величин и ее верхней доверительной границей перекрывают друг друга менее, чем на половину. 

1. В диссертации отсутствуют результаты проверки нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах, необходимых при использовании критерия Стьюдента. 

2. Неясно, какой смысл вкладывает диссертант в утверждение, содержащееся в последнем процитированном предложении. 

3. Автор сообщает о доверительных границах при Р = 0,05. Обратимся к определению понятия доверительной вероятности, и применив его, оценим смысл авторского утверждения. Для этого используем популярную среди биологов и медиков книгу Г.Ф. Лакина "Биометрия" (Москва, изд-во "Высшая школа", 1990. - 352с.), в которой на стр. 106 читаем следующее".Вероятности, признанные достаточными для уверенного суждения о генеральных параметрах на основании известных выборочных показателей, называют доверительными. Понятие о доверительных вероятностях предложено Р. Фишером. Оно вытекает из принципа, который положен в основу применения теории вероятностей к решению практических задач. Согласно этому принципу, маловероятные события считаются практически невозможными, а события, вероятность которых близка к единице, принимают за почти достоверные. Обычно в качестве доверительных используют вероятности Р1=0,95; P2=0,99 и P3=0,999".  Следуя авторскому утверждению получается наоборот, что события с вероятностью  Р = 0,05 принимаются ими за почти достоверные. Иными словами, диссертант утверждают, что она 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... 
 



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Функциональное состояние эпифиза у женщин вне и во время беременности".

Диссертант - Зайцева О.И., специальность 14.00.01 - акушерство и гинекология, 14.00.17 - нормальная физиология.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1994г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
"Статистическая обработка полученных результатов производилась на компьютере 386DX по программе STATGRAF, основанной на методе Стьюдента. ... В работе использованы общепринятые математические обозначения: n - число наблюдений, M v средняя арифметическая, m - средняя отклонений средней арифметической, P v степень достоверности". 1. Правильное название упоминаемого статистического пакета STATGRAPHICS. 

2. Данный пакет разработан американской корпорацией Manugistics (до 1 мая 1992 эта корпорация называлась Scientific Time Sharing Corp.) и к настоящему времени имеет более 7 версий. Он включает в себя более 250 процедур анализа данных по 11 основным направлениям. В 1994г. корпорации Manugistics и Statistical Graphics выпустили версию STATGRAPHICS 7 Plus for Windows, стоимостью 695 долларов США и считающейся одной из наиболее удобных программ статистического анализа данных. Утверждать, что подобная программа основана на методе Стьюдента, то же самое, что сказать, будто самолет основан на одном из кресел, стоящих внутри лайнера. 

3. Согласно утверждения диссертанта "m - средняя отклонений средней арифметической". Между тем, среднее отклонение от средней арифметической равно нулю. Покажем это на простом примере. Возьмем три числа: 1; 2 и 3. Среднее арифметическое в этом случае равно М = (1+2+3)/3 = 6/3=2. Среднее отклонений от средней арифметической будет равно: m = ((1-2)+(2-2)+(3-2))/3 = ((-1) + 0 + 1)/3 = 0/3 = 0.Человеку, обладающему знаниями по алгебре в объеме средней школы, несложно показать, что среднее отклонение всегда тождественно равно нулю. С другой стороны, диссертант говорит, что "...использованы общепринятые математические обозначения". Однако символом "m" в литературе принято обозначать среднеквадратичную ошибку среднего. Отсюда следует вывод, что диссертант не различает между собой эти два принципиально разных понятия. 

4. Диссертант не раскрывает смысла введенного ею понятия "Р - степень достоверности".



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Биоритмологический подход к прогнозированию результатов аорто-коронарного шунтирования".

Диссертант - Лазик Н.И., специальность 14.00.1 - пат. физиология, 14.00.05 - внутренние болезни.

Кемеровская государственная медицинская академия, Кемерово - 1997г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 53 

"Статистическую обработку результатов исследования производили на персональном компьютере IBM "Pentium" с использованием программы "Statgraf" (критерий Стьюдента)". 

Стр. 55 

"При анализе количества внутри- и послеоперационных осложнений АКШ в зависимости от сезонов года (таблица 3), достоверные различия были выявлены (Р > 0,05) между количеством гнойно-септических осложнений, развивающихся при операциях, проводимых в зимний и весенне-летний периоды. Результатами(так в тексте - В.Л.) наших исследования совпадают с данными других авторов, показавшим (так в тексте - В.Л.), что пик обострений и смертности от ИБС приходится на осенне-зимний период [35]. Достоверных различий между количеством случаев ИМ, недостаточности кровообращения, фибрилляции желудочков ишемии миокарда выявлено не было".

1. Правильное название использованного диссертантом статистического пакета программ "Statgraphics" а не "Statgraf". 

2. В диссертации не сообщается о проверке нормальности распределения и равенстве генеральных дисперсий. Выборочная проверка равенства генеральных дисперсий например по данным таблицы 7 (стр. 69) показала, что в большинстве сравниваемых групп дисперсии не равны. Из этого следует вывод, что применение критерия Стьюдента не допустимо.



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Гормонально-иммунологические параллели у детей с аллергическим поражением кожи и органов дыхания".

Диссертант - Камалтынова Е.М., специальность 14.00.09 - педиатрия.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1994г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 31 

"Использованы вариационный, корреляционный, регрессионный и дискриминантный методы [94]. ... Для определения информативности маркеров использован факторный анализ [46]. Клинико-иммунологическая классификация больных в трехмерном пространстве признаков проведена методом кластерного анализа [1, 44]".

Во всем тексте диссертации не обнаружено никакого упоминания о результатах использования регрессионного, факторного, дискриминантного и кластерного анализа. Нет там и названия алгоритмов использованного дискриминантного и кластерного анализа, не приводится и аргументация в пользу выбора этого алгоритма. Между тем, в настоящее время существуют сотни, если не тысячи, различных алгоритмов кластерного анализа,  каждый из которых приводит к разным результатам. Немало и различных алгоритмов дискриминантного анализа, также приводящих к различным выводам. Какова же цель утверждения диссертанта об использовании этих методов многомерной статистики, если отсутствуют их результаты? 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.



Диссертация на соискание ученой степени доктора медицинских наук "Раннее восстановление естественной проходимости пищеварительного тракта в комплексном лечении разлитого гнойного перитонита".

Диссертант - Махнев А.В., специальность 14.00.27 - хирургия.

Тюменская государственная медицинская академия, Тюмень - 1997г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 58 
"Статистическую обработку данных проводили путем сравнения средних величин и процентных показателей с применением критерия Стьюдента".
1. В диссертации не сообщается о проверке нормальности распределения и равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах, что необходимо при использовании t-критерия Стьюдента.

2. В диссертации приведено 65 таблиц с результатами сравнения средних, в которых порядка 1000 выражений типа "M±m и p < 0,05". В таблице справа  мы приводим выборочные примеры из этих таблиц и результаты проверки гипотез о равенстве генеральных дисперсий, выполненные по данным этих таблиц. Для краткости будем обозначать сравниваемые группы как "Группа 1" и "Группа 2". Справа от выборочных характеристик "M±m" и "n=" приводятся вычисленные на их основе значения F-критерия Фишера и отвечающие им достигнутые уровни значимости "р". Эти результаты свидетельствуют, что гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах необходимо отвергнуть. По этой причине применение t-критерия Стьюдента в этих случаях не допустимо. Аналогичные результаты получены и при проверке данных других таблиц этой диссертации.

Сравниваемые средние из  табл. 11 (Стр. 63) (M±m), (n=) и результаты проверки гипотез о равенстве генеральных дисперсий. Значение F-критерия Фишера р - достигнутый уровень значимости
Группа 1 Группа 2
14,41±0,42 (n=40) 15,95±1,04(n=106) 16,249 0,000000
14,41±0,42 (n=40) 15,35±1,13 (n=48) 8,686 0,000000
13,31±0,39 (n=40) 10,75±0,68 (n=106) 8,056 0,000000
17,51±0,53 (n=40) 17,33±1,28 (n=106) 15,457 0,000000
Стр. 64 Табл. 12      
Группа 1  Группа 2    
4,70±0,11 (n=40) 4,21±0,36(n=48) 12,852 0,000000
2,45±0,04 (n=40) 2,34±0,07 (n=106) 8,116 0,000000
2,45±0,04 (n=40) 2,37±0,08(n=48) 4,8 0,000001
102,50±0,91 (n=40) 100,76±1,86 (n=48) 5,013 0,000001
Стр. 77 Табл. 21      
Группа 1 Группа 2    
13,30±0,39 (n=40) 14,98±0,88(n=84) 10,692 0,000000
9,75±0,31 (n=40) 8,21±0,56 (n=84) 6,853 0,000000
17,50±0,53 (n=40) 21,96±0,92(n=84) 6,327 0,000000
0,075±0,061 (n=40) 0,198±0,011 (n=84) 14,644 0,000000
Стр. 103 Табл. 29      
Группа 1 Группа 2    
75,0±1,31 (n=40) 55,73±2,69(n=26) 2,741 0,0023
42,47±0,91 (n=40) 25,61±2,28 (n=26) 4,08 0,000044
42,47±0,91 (n=40) 29,08±2,19 (n=26) 3,765 0,000107
42,47±0,91 (n=40) 26,97±2,26 (n=26) 4,009 0,000054
42,47±0,91 (n=40) 21,83±2,25 (n=26) 3,974 0,000059



Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Эффективность длительных физических тренировок на открытом воздухе у больных, перенесших инфаркт миокарда".

Диссертант - Сыркина И.В., специальность 14.00.07 - кардиология.

Томский НИИ курортологии и физиотерапии, Томск - 1989г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 134 

"Проведенный корреляционный анализ в 3 группах больных с разной посещаемостью тренировок (до 50% , 50-75%, 76% и > ) с расчетом линейного коэффициента корреляции выявил зависимость между регулярностью тренировок и уровнем пороговой мощности в конце второго года наблюдений. Меньшая величина коэффициента корреляции у больных, посетивших более 76% тренировок, (r=0,73 против r=0,96 и 0,97), отражает степень зависимости пороговой мощности к концу второго года от ее исходных значений".

1. Для утверждения о том, что один из коэффициентов корреляции больше другого, необходимо проверить нулевую гипотезу о равенстве двух генеральных коэффициентов корреляции 

 при односторонней альтернативной гипотезе. Без такой проверки сравнение между собой выборочных коэффициентов корреляции лишено всякого смысла. В диссертации подобная проверка не приводится, из чего можно сделать вывод о том, что автор не различает между собой выборочные и генеральные значения коэффициентов корреляции. 
 

1997 - 2017.© Василий Леонов. E-mail: 

Доказательная или сомнительная? Медицинская наука Кузбасса: статистические аспекты.

СТРАТЕГИЯ РАЗВИТИЯ МЕДИЦИНСКОЙ НАУКИ В РОССИЙСКОЙ ФЕДЕРАЦИИ НА ПЕРИОД ДО 2025 ГОДА

Возврат на главную страницу.

Т. Кун "Структура научных революций"