Яндекс.Метрика

Ошибки медицинской статистики

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

Отзывы читателей обзора Статистика в кардиологии. 15 лет спустя.

В ноябре 2013 г. был опубликован наш обзор "Статистика в кардиологии. 15 лет спустя". За прошедшие полгода более 20 читателей этого обзора прислали нам свои отзывы по нему. Далее приведены фрагменты из двух отзывов, и наши комментарии к ним...

Когда нельзя, но очень хочется, или Ещё раз о критерии Стьюдента.
К большому сожалению, в большинстве учебников, в которых рассматривается критерий Стьюдента, не акцентируется внимание читателей на ограничениях этого критерия, и на последствиях их нарушения.    

Н. Зорин. "Достоверность" или "статистическая значимость" - 12 лет спустя Изложены последствия неправильного употребления термина "достоверность" в российских медицинских публикациях. Даны рекомендации для исследователей и редакторов медицинских изданий по правильному и наиболее оптимальному употреблению упомянутых терминов и языка контекста.

Н. Зорин. О всё более полном удовлетворении растущих потребностей российского населения в оценке технологий здравоохранения. Часть I. Индустриальная модель медицины. Внедрение технологий. Проблемы терминологии.

Диссертационные войны. Как борьба с плагиатом в диссертациях переместилась из науки в политику

Балацкий Е.В. Диссертационная ловушка

МАТЕМАТИЧЕСКАЯ МОРФОЛОГИЯ.
ЭЛЕКТРОННЫЙ МАТЕМАТИЧЕСКИЙ И МЕДИКО-БИОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ

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.

Статистика в кардиологии. 15 лет спустя. Леонов В.П.

15 лет назад, в 1998 году, в журнале «Кардиология» была опубликована наша статья  «Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала «Кардиология» за 1993–1995 гг.) В нём были проанализированы 426 статей кардиологической тематики. В новом обзоре проаналированы современные журнальные статьи кардиологической тематики. Учитывая то, что  в настоящее время в России смертность от сердечно-сосудистых заболеваний более чем в 4 раза выше, чем в Европе, США и Японии, актуальной задачей является оценка эффективности использования статистики в российской кардиологии. (Весь обзор одним файлом)

Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала "Кардиология" за 1993-1995 гг.). Леонов В.П. Кардиология, 1998, № 1, с. 55-58.

Леонов В.П. Общие проблемы применения статистики в биомедицине, или что разумнее: ДДПП или ДППД? 

Ереванская фото-биометрика. Фоторепортаж о конференции в Ереване.

Зачем нужна статистика в доказательной медицине?  В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193. Почему и как надо учить медиков статистике?
В. Леонов.

В НОВЫЙ ВЕК - С ДОКАЗАТЕЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНОЙ
ОТВЕТ  ВАК РФ   АВТОРАМ СТАТЬИ  

СЕРГЕЙ КАПИЦА: КАК РОССИЮ НАМЕРЕННО ПРЕВРАЩАЮТ В СТРАНУ ДЕБИЛОВ

ВАК вынужден идти навстречу Диссернету. Это очень трудно — заставить ВАК исполнять закон и следовать морали. Но многое получается.  Присоединяйтесь к Диссернету — это важнейшее дело, которое вы можете сделать для русской науки.

ЮНЕСКО отмечает снижение вклада России в мировую науку. ЮНЕСКО после пятилетнего перерыва опубликовала доклад по науке до 2030 года. Статистические показатели для России ухудшились по сравнению с большинством ведущих научных стран, несмотря на то, что многие данные взяты из официальных российских источников.

Георгий Базыкин. Неолысенковщина, финансируемая государством. При принятии решений о том, что является наукой, а что — лженаукой, государству стоило бы посоветоваться с учёными.

А. Марков. Результаты научных исследований должны быть открыты для всех

Плохая наука. НЕКОРРЕКТНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ ПРИВОДЯТ К ЛОЖНОМУ ЗНАНИЮ, А ИНОГДА — К ГИБЕЛИ ЛЮДЕЙ

Плохая наука-2011: о скандалах в учёном мире

ПОЛОВИНУ ОТКРЫТЫХ НАУЧНЫХ ЖУРНАЛОВ НАЗВАЛИ «МУСОРОМ» ... Результат был ошеломляющим: 157 журналов приняли заведомо «бракованные» статьи к публикации, причем около 80 из них даже не подвергали их должной проверке. Отвергли статьи 98 журналов, а остальные к настоящему моменту не успели принять решения. ...«Журналы без контроля качества деструктивны, особенно для развивающихся стран, где правительственные учреждения и университеты заполнены людьми с фальшивыми научными званиями»

Леонов В.П. Введение в физику и технологию элементной базы ЭВМ и компьютеров.

Леонов В.П. Введение в семиотику информационных технологий.

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 "Влияние ангиотензина II на синтез ДНК в миокарде и эпителиальных тканях новорожденных белых крыс."

Е.Ю. Животова, С.С. Тимошин.

Центральная научно-исследовательская лаборатория (зав. докт мед. наук проф. С.С. Тимошин) Дальневосточного государственного медицинского университета, Хабаровск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 12, 1998, стр. 643-645.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 643 БЭБМ 1998, вып. 12. 
"Опыты проводили на 29 беспородных белых крысах..." 
Стр. 644. "Полученные данные обрабатывали статистически с помощью t-критерия Стьюдента".
Стр. 644.
"Таблица. 
Влияние повторного введения AT-II на показатели систеза ДНК в миокарде и эпителии 7-суточных крыс (M±m)".
Далее в таблице приводятся  выражения типа M±m и результаты парных сравнений между экспериментальной  и контрольной группами.
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар.
Для пары (7,15±0,42 и (8,23±0,25) значение критерия Фишера F = 2,822 (р=0,00386). 
Для пары  (7,58±0,48) - и пары (8,78±0,28) значение критерия Фишера F = 2,939 (р=0,00286).
Для пары  (41,68±1,13) - и пары (35,14±0,18) значение критерия Фишера F = 39,41 (р=0,000000).
Для пары  (16,13±0,59) - и пары (14,11±0,37) значение критерия Фишера F = 2,543 (р=0,00808).
Для пары  (17,44±0,38) - и пары (14,92±0,64) значение критерия Фишера F = 2,837 (р=0,0037).
Для пары  (14,57±0,5) - и пары (14,45±0,8) значение критерия Фишера F = 2,56 (р=0,0077).

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что в сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий. Из чего следует, что выводы авторов статьи не могут считаться  корректно обоснованными методами статистики, и по этой причине они сомнительны.

Статья "Ксимедон восстанавливает Т-клеточный иммунный ответ, ингибированный гамма-облучением in vitro: взаимосвязь с СА2+-АТФазной и ДНК-релаксирующей активностью."

Черепков Г.В., Слабнов Ю.Д., Цибулькин  А.П., Каримов  Ф.Г. , Гараев Р.С.

Научный отдел (зав. - докт. мед. наук Ю.Д. Слабнов) республиканского медицинского диагностического центра, Казань;
Кафедра клинической лабораторной диагностики (зав. -  проф. А.П. Цибулькин) Казанской государственной медицинской академии;
Лаборатория метаболизма белков (зав. - акад. РАН И.А. Тарчевский) Института биологии КНЦ РАН; Кафедра фармакологии (зав. - проф. Р.С. Гараев) Казанского  государственного медицинского университета.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 1, 1999, стр. 66-70.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 68 БЭБМ 1999, вып. 1. "Статистическую обработку результатов выполняли с использованием по t-критерия Стьюдента".
Стр. 68.
"Таблица 1. Влияние кимедона на выраженность реакции ГЗТ у мышей на фоне тотального облучения в дозе 3 Гр (M±m)".
Далее в таблице приводятся  выражения типа M±m и результаты парных сравнений между экспериментальными  группами и группой контроля.
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Р. Рудакова. Практикум по статистике. Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар.
Для пары (3,25±0,032 , n=40) -до введения разрешающей дозы антигена, и (3,50±0,046 , n=40) - после  введения разрешающей дозы антигена, значение критерия Фишера F = 2,066 (р=0,0129). 
Для пары  (3,09±0,079, n=60) - и пары (3,07±0,057 , n=60) значение критерия Фишера F = 2,407 (р=0,0022).
Для пары  (3,5±0,046, n=40) - и пары (2,92±0,144 , n=20) значение критерия Фишера F = 5,12 (р=0,000008).
Для пары  (3,5±0,046, n=40) - и пары (3,33±0,096 , n=40) значение критерия Фишера F = 4,55 (р=0,000003).
Для пары  (2,88±0,062, n=20) - и пары (2,92±0,144 , n=20) значение критерия Фишера F = 5,394 (р=0,00029).

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается! Поиск зависимости и оценка погрешности. Вывод: если даже предположить, что в сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий. Из чего следует, что выводы авторов статьи не могут считаться  корректно обоснованными методами статистики, и по этой причине они сомнительны.

Статья "Адаптивные возможности гранулоцитарного роста костного мозга у мышей линии AKR в предлейкозный период."

ГольдбергЕ.Д. ,  Бельский Ю.П., Данилец М.Г. , Дыгай А.М. , Коснырева Л.А. , Кусмарцев С.А. , Хлусов   И.А.

НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН, Томск.
Научно-исследовательская лаборатория экспериментально-биомедицинского моделирования Томского научного центра РАМН, Томск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 2, 1999, стр. 151-154.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 152 БЭБМ, 1999г.,вып. 2. 
"В эксперименте использовали 48 мышей ..."
"Обработку экспериментальных данных проводили с использованием t критерия Стьюдента"
"Экспрессия СА (%) микрофагами костного мозга в различные сроки после 10-часовой иммобилизации (M±m)".
Далее в таблице приводятся  выражения типа M±m и результаты парных сравнений между экспериментальными  группами и группой контроля.
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для двух пар. В частности, для результатов наблюдений в контроле, и на 4-е сутки после иммобилизации.
Для пары (59,4±10,98) - контроль, и (87,83±3,02) - опыт, значение критерия Фишера F = 13,219 (р=0,000000). 
Для пары  (59,40±10,98) - контроль, линия AKR/JY и (81,66±2,10) - контроль, линия (CBAxAKR/JY)F1 значение критерия Фишера F = 27,338 (р=0,000000).
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!

Вывод: если даже предположить, что в сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть надежность их весьма  сомнительна.

Статья "Кроветворное микроокружение переносящие единицы и индуцибельные предшественники кроветворной стромы в костном мозге тимэктомированных мышей."

Тодрия Т.В.

Гематологический научный центр РАМН, Москва;
Тбилисский государственный университет.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 2, 1999, стр. 186-189.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 187 БЭБМ, 1999г.,вып. 2. 
"Статистический анализ результатов проводили по t-критерию Стьюдента".
Внимательное изучение содержания данной статьи не обнаруживает каких либо намеков на результаты использования упомянутого в тексте t- критерия Стьюдента. Спрашивается, какова же цель  этого упоминания? Не есть ли это пример "статистических гитик", следуя терминологии С.Е.Бащинского?

Статья "Патогенез бронхиальной обструкции в условиях нарушения адренорецепции".

Акимов Д.В., Шевченко А.И.

Кафедра фармакологии (зав. - проф.. А.И Шевченко) Петрозаводского государственного университета.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 3, 1999, стр. 275-277.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 276 БЭБМ, 1999г., вып. 3. 
"Регистрацию и статистическую обработку данных производили с помощью оригинальной программы на ПЭВМ."
 В работе ничего не сообщается, в чем именно заключается "оригинальность программы на ПЭВМ" . В частности, в тексте статьи вообще ничего не говорится о том, с помощью каких именно статистических методов были получены приведенные авторами экспериментальные выводы.

Статья "Влияние триметазидина на метаболизм мозга при острой ишемии, осложненной гипоксией."

Смирнов А.В. , Зарубин И.В. , Криворучко Б.И. , Миронова  О.П.

Кафедра фармакологии (нач. - проф. А.В. Смирнов) Военно-медицинской академии, Санк-Петербург.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 3, 1999, стр. 299-301.

Цитаты из статьи.
Стр. 299 БЭБМ, 1999г., вып.3. 
"Результаты обрабатывали общепринятыми методами с использованием t критерия Стьюдента."
Стр. 300. "Таблица 1. Влияние ТМ на энергетический обмен в головном мозге при острой ишемии, осложненной гипоксией (M±m, n=8)"
Стр. 300. "Таблица 2. Влияние ТМ на процессы перекисного окисления липидов в головном мозге при острой ишемии, осложненной гипоксией (M±m, n=8)"
Далее в таблице 1 и таблице 2   приводятся  выражения типа M±m и результаты парных сравнений между экспериментальной группой и группой контроля.
Наш комментарий.

В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Р. Рудакова. Практикум по статистике. Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных  пар. Результаты этой проверки приведены ниже в таблице.

Первая пара
M±m
Вторая пара
M±m
F-критерий Фишера Достигнутый уровень значимости F-критерия Вывод по нулевой гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в  сравниваемых группах
4,16±0,08 5,59±0,35 19,141 0,00046 Дисперсии не равны
0,297±0,014 0,182±0,020 4,203 0,0388 Дисперсии не равны
1,24±0,24 0,61±0,06 16,0 0,000818 Дисперсии не равны
34,9±3,92 15,0±1,68 5,444 0,0199 Дисперсии не равны
3,61±0,65 1,22±0,30 4,694 0,0294 Дисперсии не равны
0,53±0,02 1,24±0,24 144,0 0,000000 Дисперсии не равны
41,8±0,13 37,1±1,1 71,598 0,000006 Дисперсии не равны
1,93±0,1 2,67±0,92 84,64 0,000003 Дисперсии не равны
5,59±0,35 4,29±0,16 4,785 0,028 Дисперсии не равны
0,775±0,004 0,555±0,028 49 р=0,00002 Дисперсии не равны
6,67±0,38 42,42±2,51 43,63 р=0,00003 Дисперсии не равны
0,82±0,02 2,15±0,17 72,25 р=0,000005 Дисперсии не равны
0,53±0,02 1,24±0,17 144 р=0,000000 Дисперсии не равны
13,8±0,25 34,9±3,92 245,9 р=0,000000 Дисперсии не равны
19,66±1,15 42,42±2,51 4,764 р=0,028 Дисперсии не равны
4,0±0,66 1,22±0,30 4,84 р=0,027 Дисперсии не равны
2,67±0,92 1,93±0,1 84,64 р=0,000003 Дисперсии не равны
0,61±0,06 1,24±0,24 16 р=0,00082 Дисперсии не равны
4,29±0,16 5,59±0,35 4,785 р=0,028 Дисперсии не равны
Поскольку достигнутый уровень значимости для всех приведенных в таблице пар сравнений  менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается. K. Lange. Mathematical and Statistical Methods for Genetic Analysis. Более того, нередко величины дисперсий различаются между собой в несколько раз!

Вывод: если даже предположить, что во всех  сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что весьма маловероятно, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, стало быть их надежность и ценность  сомнительны.
Однако, судя по всему, авторы придерживаются иной точки зрения. Полагая, что эти результаты имеют достаточную надежность, а посему и огромную научную ценность, они публикуют ровно год спустя те же самые материалы, с тем же самым названием, в том же самом журнале... 
    Вызывает сожаление, что столь некорректное использование статистики наблюдается в стенах старейшей в России научной медицинской школы, каковой является Военно-Медицинская академия. Напомним, что именно ВМА еще более 100 тому назад занимала передовые позиции в России в деле применения статистики в медицине...

Статья "Влияние гепатопротекторов, содержащих фосфолипиды, на зависимую от цитохрома Р-450 антитоксическую функцию печени при экспериментальном токсическом гепатите."

Саратиков А.С., Венгеровский А.И.

Кафедра фармакологии (зав. проф. А.С.Саратиков) Сибирского государственного медицинского университета, Томск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 4, 1999, стр. 392-394.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 393 БЭБМ, 1999г., вып.4. 

"Результаты обрабатывали статистически по параметрическому критерию t Стьюдента." 

"Влияние гепатопротекторов на содержание фосфолипидов, цитохромов и активность ферментов в микросомах печени крыс, при токсическом гепатите (M±m, n=8)"
Далее в таблице с этим заголовком  приводится 81 выражение типа M±m и результаты парных сравнений между группами экспериментальных животных и интактными животными, а также между 8 группами экспериментальных животных.

В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). С. Иглин. Математические расчёты на базе MATLAB. Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар. 

Для пары (167±16) и (224±8) получаем значение критерия Фишера F = 4 (р=0,0438). 
Для пары  (0,16±0,01) и (0,36±0,04) F = 16 (р=0,00082).
Для пары (0,068±0,1) и (0,12±0,02) F = 25 (р=0,00019)
Для пары (0,51±0,05) и (0,12±0,02) F = 6,25 (р=0,017)
Для пары (0,24±0,05) и (0,19±0,02) F = 6,25 (р=0,017) и т.д.
Итак, поскольку достигнутый уровень значимости менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается.
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых группах (а их число равно 81!) наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть надежность их весьма  сомнительна.

Статья "Влияние экзогенных глюкокортикоидов на колониеобразующую активность костного мозга при цитостатическом воздействии."

Хлусов И.А., Расковалова Т.Ю., Дыгай А.М., Гольдберг  Е.Д.

НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН, Томск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 4, 1999, стр. 412-414.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 412 БЭБМ, 1999г., вып.4.
"Эксперименты выполнены на 35 мышах-самцах..."
Стр. 413. 
"Данные обрабатывали статистически с использованием t критерия Стьюдента.
Таблица 1.
"Концентрация кроветворных прекурсоров (105 миелокариоцитов)  в костном мозге мышей, получавших 5-ФУ и доксаметазон и стимулированных факторами роста (Х ± m).
Далее в табл. 1 и табл. с аналогичным заголовком  приводится 28 выражений типа M±m и результаты парных сравнений между группами экспериментальных животных и контрольной группой  животных, а также между  группами экспериментальных животных.
 В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар. 

Для пары (13,8±0,63) и (9,30±0,88) получаем значение критерия Фишера F = 1,95 (р=0,0276). 
Для пары  (13,8±0,63) и (11,53±1,03) F = 2,673 (р=0,0026).
Для пары (4,08±0,95) и (3,75±0,58) F = 2,683 (р=0,0025)
Для пары (4,08±0,95) и (1,79±0,44) F = 4,66 (р=0,00001)
Для пары (2,88±0,95) и (11,67±0,58) F = 2,683 (р=0,0025) и т.д.

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается. M. Luz Gamiz. Applied Nonparametric Statistics in Reliabilityе. Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть надежность их весьма  сомнительна.

Статья "Клональная сукцессия в кроветворной системе: число примитивных стволовых клеток и длительность жизни клонов."

Дризе Н.И., Тодрия Т.В., Чертков И.Л.

Гематологический научный центр РАМН, Москва.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 4, 1999, стр. 419-423.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 420 БЭБМ, 1999г.,вып. 4. 
"Для статистической обработки использовали t критерий Стьюдента."
Внимательное изучение содержания данной статьи не обнаруживает каких либо намеков на результаты использования упомянутого в тексте t  критерия Стьюдента. Путеводитель читателя медицинской литературы. Спрашивается, какова же цель  этого упоминания? Не есть ли это пример "статистических гитик", следуя терминологии С.Е.Бащинского?

Статья "Регенерация сетчатой зоны коры надпочечников при гипертонии."

Каширина Н.К.

Луганский сельскохозяйственный институт.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 4, 1999, стр. 468-472.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 468 БЭБМ, 1999г., 
вып. 4. 
"Количественные данные обрабатывали методом вариационной статистики с использованием t критерия Стьюдента. ... Исследования  проведены на 52 взрослых мышах-самцах."
Стр. 469. 
"Таблица.
Динамика ИМК темных и светлых клеток, общего числа КЦ сетчатой зоны и клеток с признаками начальной дифферецировки КЦ после введения 3Н-тимидина 
(0/00 , M±m)."
Далее в таблице с этим заголовком  приводится 241 выражение типа M±m и результаты парных сравнений между группами экспериментальных животных и интактными животными. 
Стр. 469. "Примечание. Данные достоверны: * по сравнению с интактными животными, + с предыдущим сроком."
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар. 

Для пары (1,98±0,1216) и (0,78±0,08) получаем значение критерия Фишера F = 2,25 (р=0,01). 
Для пары  (1,98±0,12) и (1,11±0,08) F = 2,25 (р=0,01).
Для пары  (2,06±0,15) и (0,81±0,07) F = 4,59 (р=0,00001).
Для пары  (2,06±0,15) и (0,75±0,006) F = 6,25 (р=0,0000006).

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается.
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов статьи не могут считаться  корректно обоснованными методами статистики, и по этой причине они сомнительны. 
Вызывает недоумение и "Примечание" к таблице на стр. 469, из которого следует, что те данные, которые не имеют значка * или +  не могут считаться достоверными.  Впрочем, скорее всего это просто халатность редакторов журнала БЭБМ проглядевших столь нелепое утверждение. Видимо автор статьи подразумевала другое, однако использовала для этого весьма своеобразный оборот. Отметим, что семантическая глобализация научности, с помощью неадекватного использования термина "достоверность", приобрела в российской биомедицинской периодике массовый характер. 

Статья "Влияние триметизидина на метаболизм мозга при острой ишемии, осложненной гипоксией."

Смирнов А.В., Зарубина И.В., Криворучко Б.И., Миронова О.П.

Кафедра фармакологии (нач. - проф. А.В. Смирнов) Военно-медицинской академии МО РФ, Санкт-Петербург.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 2, 2000, стр. 142-144.

Цитаты из статьи.
Стр. 142 БЭБМ, 2000г., вып.2. 
"Опыты проведены на трех группах половозрелых крыс-самцов массой 180-200 г (по 8 крыс в каждой группе). ... Результаты обрабатывали общепринятыми методами с использованием t критерия Стьюдента." Н.В. Смирнов, И.В, Дунин-Барковский. Курс теории вероятностей и математическиой статистики для технических приложений.
Стр. 143. "Таблица. Влияние ТМ на энергетический обмен и процессы ПОЛ в головном мозге при острой ишемии, осложненной гипоксией (M+m)"
Далее в таблице  приводятся  выражения типа M+m и результаты парных сравнений между экспериментальными группами, и группой контроля.
Наш комментарий.

В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах).  Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных  пар. Результаты этой проверки приведены ниже в таблице.

Первая пара
M+m
Вторая пара
M+m
F-критерий Фишера Достигнутый уровень значимости F-критерия Вывод по нулевой гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в  сравниваемых группах
4,16+0,08 5,59+0,35 19,141 0,00046 Дисперсии не равны
0,297+0,014 0,182+0,020 4,203 0,0388 Дисперсии не равны
1,24+0,24 0,61+0,06 16,0 0,000818 Дисперсии не равны
34,9+3,92 15,0+1,68 5,444 0,0199 Дисперсии не равны
3,61+0,65 1,22+0,30 4,694 0,0294 Дисперсии не равны
0,53+0,02 1,24+0,24 144,0 0,000000 Дисперсии не равны
41,8+0,13 37,1+1,1 71,598 0,000006 Дисперсии не равны
1,93+0,1 2,67+0,92 84,64 0,000003 Дисперсии не равны
5,59+0,35 4,29+0,16 4,785 0,028 Дисперсии не равны
0,775+0,004 0,555+0,028 49 р=0,00002 Дисперсии не равны
6,67+0,38 42,42+2,51 43,63 р=0,00003 Дисперсии не равны
0,82+0,02 2,15+0,17 72,25 р=0,000005 Дисперсии не равны
0,53+0,02 1,24+0,17 144 р=0,000000 Дисперсии не равны
13,8+0,25 34,9+3,92 245,9 р=0,000000 Дисперсии не равны
19,66+1,15 42,42+2,51 4,764 р=0,028 Дисперсии не равны
4,0+0,66 1,22+0,30 4,84 р=0,027 Дисперсии не равны
2,67+0,92 1,93+0,1 84,64 р=0,000003 Дисперсии не равны
0,61+0,06 1,24+0,24 16 р=0,00082 Дисперсии не равны
4,29+0,16 5,59+0,35 4,785 р=0,028 Дисперсии не равны
Поскольку достигнутый уровень значимости для всех приведенных в таблице пар сравнений  менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается. Э. Уиттекер. Математическая обработка результатов наблюдений. Более того, нередко величины дисперсий различаются между собой в несколько раз!

Вывод: если даже предположить, что во всех  сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что весьма маловероятно, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, стало быть их надежность и ценность  сомнительны.
Однако, судя по всему, авторы придерживаются иной точки зрения. Эту точку зрения, по-видимому, разделяет с авторами и редакция журнала, поскольку эти же самые результаты уже были опубликованы ранее, ровно год назад, с этим же самым названием и в этом же самом журнале...
   Вызывает сожаление, что столь некорректное использование статистики наблюдается в стенах старейшей в России научной медицинской школы, каковой является Военно-Медицинская академия. Напомним, что именно ВМА еще более 100 тому назад занимала передовые позиции в России в деле применения статистики в медицине...

Статья "Коррекция последствий постишемического реперфузионного повреждения головного мозга цитофлавином."

Бульон В.В., Хныченко Л.К., Сапронов Н.С., Коваленко А.К., Алексеева  Л.Е.

Отдел нейрофармакологии (рук. чл. - корр. РАМН Н.С. Сапронов) НИИ экспериментальной медицины РАМН;
Научно-технологическая фармацевтическая фирма "Полисан", Санкт-Петербург.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 2, 2000, стр. 149-151.

Цитаты из статьи.
"Полученные данные обрабатывали методом вариационной статистики с использованием t- критерия Стьюдента."
Далее в таблице приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. Объем наблюдений n=10.
Наш комментарий.

В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). G. Glass. Statistical Methods in Education and Psychology. Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных  пар. Результаты этой проверки приведены ниже в таблице.

Первая пара
M±m
Вторая пара
M±m
F-критерий Фишера Достигнутый уровень значимости F-критерия Вывод по нулевой гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в  сравниваемых группах
21,65±0,35 38,51±0,69 3,887 0,0278 Дисперсии не равны
42,42±0,68 27,73±0,03 513,778 0,000000 Дисперсии не равны
2,07±0,004 5,18±0,27 45,563 0,000002 Дисперсии не равны
21,65±0,35 21,0±2,08 35,318 0,000006 Дисперсии не равны
14,82±2,07 17,65±0,38 29,674 0,000012 Дисперсии не равны
14,82±2,07 21,65±0,35 34,979 0,000006 Дисперсии не равны
3,35±0,11 2,31±0,02 30,25 0,00011 Дисперсии не равны
Поскольку достигнутый уровень значимости для всех приведенных в таблице пар сравнений  менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается. Более того, нередко величины дисперсий различаются между собой в несколько раз!

Вывод: если даже предположить, что во всех  сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что весьма маловероятно, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, стало быть их надежность и ценность  сомнительны.

Статья "Характер изменений кровотока в сосудах бассейна нижней полой вены при увеличении отрицательного внутригрудного давления."

Ткаченко Б.И., Евлахов В.И., Поясов И.З.

Отдел физиологии висцеральных систем (зав. - акад. РАМН Б.И. Ткаченко) Института экспериментальной медицины РАМН, Санкт-Петербург.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 3, 2000, стр. 248-251.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Проведены 2 серии исследований:  первая в условиях острого опыта на 14 кошках массой 3,5 - 5,0 кг под нембуталовым наркозом (25-30 мг/кг) внутримышечно при сохранении естественного дыхания, вторая - с участием молодых людей, добровольцев. ... Статистическую обработку результатов проводили с использованием t- критерия Стьюдента."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. 
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). D.R. Cox. Applied Statistics. Principles and Examples. Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар. 

Для пары 10,5±2,4 и 14,5±5,3  значение критерия Фишера F = 4,877 (р=0,0037). 
Для пары 11,0±2,8 и 29,5±7,3  значение критерия Фишера F = 6,797 (р=0,007). 
Для пары 11,8±2,6 и 37,6±4.%  значение критерия Фишера F = 2,996 (р=0,029). 
Для пары 9,5±1,4 и 14,5±2,3  значение критерия Фишера F = 2,699 (р=0,0117).
Для пары 50,8±2,1 и 64,9±3,5  значение критерия Фишера F = 2,778 (р=0,043).

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости  менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается! R. Wilcox. Fundamentals of Modern Statistical Methods. Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть их надежность и ценность сомнительны.

Статья "Влияние эндотелина-1 на синтез ДНК в различных клеточных популяциях новорожденных белых крыс."

Тимошин С.С., Сазонова Е.Н., Сазонов О.А., Рубина А.Ю.

Центральная научно-исследовательская лаборатория (зав. докт мед. наук проф. С.С. Тимошин) Дальневосточного государственного медицинского университета, Хабаровск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 3, 2000, стр. 291-293.

Цитаты из статьи Наш комментарий
Стр. 291 БЭБМ 2000, вып.3. 
"В работе использовали 64 животных. Достоверность изменений оценивали по t-критерию Стьюдента." 
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). На стр.292 . в таблице приведены значения (M±m)" и результаты парных сравнений средних в между контрольной и экспериментальной группами. Используя данные этой таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для двух случайно выбранных  пар.
Для пары (10,42±1,19 и (6,59±0,62) значение критерия Фишера F = 3,684 (р=0,000000). 
Для пары  (4,46±1,01) и пары (10,83±0,77) значение критерия Фишера F = 1,72 (р=0,0165).
Поскольку достигнутый уровень значимости гораздо меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что в сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов статьи не могут считаться  корректно обоснованными методами статистики, и по этой причине они сомнительны.
А. Чарыков. Математическая обработка результатов химического анализа. Вызывает недоумение и использование оборота "достоверность изменений" в контексте с критерием Стьюдента. Само применение статистического критерия означает, что получаемый при этом вывод имеет вероятностную природу, т.е. вывод не является абсолютно надежным. Использование этого оборота является примером семантической глобализация научности, с помощью неадекватного использования термина "достоверность", которая приобрела в российской биомедицинской периодике массовый характер.

Статья "Влияние бензодиазепинов на транспорт Са2+ в синаптонейросомах мышей с различным фенотипом эмоционально-стрессовой реакции."

Левина М.Н., Серединин Б.С .

НИИ фармакологии РАМН (рук. - академик РАМН Б.С. Серединин), Москва.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 3, 2000, стр. 304-305.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Результаты обработаны Статистическую обработку результатов проводили с использованием t- критерия Стьюдента."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. 
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). G. v. Belle. Statistical Rules of Thumb. Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для двух случайно выбранных  пар. 

Для пары 337,9±10,9 и 282,2±3,2  значение критерия Фишера F = 11,603 (р=0,000302). 
Для пары 621,1±49,5 и 545,4±6,5  значение критерия Фишера F = 57,994 (р=0,017).

Поскольку достигнутый уровень значимости  значительно меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть их надежность и ценность сомнительны.

Статья "Влияние гепатопротекторов фосфолипидной природы на течение экспериментального синдрома Рейе."

Саратиков А.С., Венгеровский А.И., Суходоло И.В., Чучалин В.С., Арбузов  А.Г., Червякова М.Б., Буркова  В.Н.

Сибирский государственный медицинский университет,  Томск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 3, 2000, стр. 337-339.

Цитаты из статьи.
"Результаты обрабатывали по параметрическому t- критерию Стьюдента. 
Таблица
Влияине элпира и эссенциале на биохимические показатели сыворотки крови и гомогенатов печени крыс при интоксикации 4-пентеновой кислотой (M ± m, n=10)." 
Далее в таблице приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. Учитывая достаточно большой объем таблицы, мы не приводим ее полностью.
Наш комментарий.

В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). И. Ликеш. Основные таблицы математической статистики. Учитывая большую трудоемкость данного исследования, оценим соответствие  этой трудоемкости надежности полученных авторами выводов.
Используя данные этой таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных  пар. Результаты этой проверки приведены ниже в таблице. 

Первая пара 
M±m
Вторая пара 
M±m
F-критерий Фишера Достигнутый уровень значимости F-критерия Вывод по нулевой гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в  сравниваемых группах
45,5±1,2 61,3±2,5 4,34 0,0198 Дисперсии не равны
18,8±0,5 27,3±1,5 9,0 0,00156 Дисперсии не равны
5,12±0,26 4,94±0,14 3,449 0,0397 Дисперсии не равны
0,75±0,02 1,0±0,04 4,0 0,0255 Дисперсии не равны
0,51±0,01 2,83±0,07 49,0 0,000001 Дисперсии не равны
0,65±0,01 2,32±0,04 16,0 0,00016 Дисперсии не равны
0,25±0,01 1,64±0,08 64,0 0,000000 Дисперсии не равны
12,2±0,06 27,3±1,5 625,0 0,000000 Дисперсии не равны
80,0±3,5 38,9±1,9 3,393 0,0416 Дисперсии не равны
1,28±0,02 1,92±0,05 6,25 0,0059 Дисперсии не равны
5,1±0,2 2,1±0,1 4,0 0,0255 Дисперсии не равны
181,3±12,2 91,0±2,9 17,698 0,000107 Дисперсии не равны
Поскольку достигнутый уровень значимости для всех приведенных в таблице пар сравнений  менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается. Более того, нередко величины дисперсий различаются между собой в несколько раз!

Вывод: если даже предположить, что во всех  сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что весьма маловероятно, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, стало быть их надежность и ценность  сомнительны.

Статья "Повышенный базальный уровень активности триптофаноксигеназы у предпочитающих алкоголь мышей линии С57BI."

Васильева Е.Д., Яковлева Т.В., Ильницкая  С.И., Васильев  Г.В.

Институт цитологии и генетики СО РАН, Новосибирск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 4, 2000, стр. 408-410.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Статистическую обработку проводили с использованием t критерия Стьюдента ..
В экспериментах использовали 12 взрослых мышей."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. 
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар. 

Для пары 21,9±2,3 и 13,6±1,2  значение критерия Фишера F = 3,674 (р=0,021). 
Для пары 21,9±2,3 и 15,5±0,6  значение критерия Фишера F = 14,69 (р=0,00005).
Для пары 4,5±0,37 и 4,6±0,21  значение критерия Фишера F = 3,104 (р=0,037).
Для пары 62,5±5,3 и 56,2±3,1  значение критерия Фишера F = 2,923 (р=0,0445).

Статистические методы планирования экспериментов в технологии стройматериалов. Итак, поскольку достигнутый уровень значимости  меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть их надежность и ценность сомнительны.

Статья "Разнонаправленное действие дексаметазона на противоопухолевую и естественную супрессорную активность клеток костного мозга."

Бельская Н.В., Стальбовская Е.С., Бельский Ю.П., Агафонов В.И.

НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН, Томск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 4, 2000, стр. 459-461.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Статистическую обработку проводили с использованием t критерия Стьюдента. В экспериментах использовано 20 мышей."
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. 
В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар. 

Для пары 29179±2827 и 7568±863  значение критерия Фишера F = 10,731 (р=0,0000017). 
Для пары 40823±2381 и 38007±3933  значение критерия Фишера F = 2,729 (р=0,017). 
Для пары 40823±2381 и 32123±1217  значение критерия Фишера F = 3,828 (р=0,0026). 
Для пары 50,8±2,1 и 75,4±3,6  значение критерия Фишера F = 2,939 (р=0,0117).
Для пары 50,8±2,1 и 64,9±3,5  значение критерия Фишера F = 2,778 (р=0,0157).
Для пары 23,2±0,5 и 47,7±5,8  значение критерия Фишера F = 134,56 (р=0,000000).
Для пары 59,0±2,0 и 60,7±9,2  значение критерия Фишера F = 21,16 (р=0,000000).
Для пары 59,0±2,0 и 82,5±0,9  значение критерия Фишера F = 4,938 (р=0,0005).
Для пары 14,6±2,0 и 35,6±1,1  значение критерия Фишера F = 7,942 (р=0,000018).
Для пары 14,6±2,0 и 14,0±7,6  значение критерия Фишера F = 6,01 (р=0,00014).
Для пары 73,8±1,4 и 39,7±2,8  значение критерия Фишера F = 4 (р=0,002).

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости  меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается!
Вывод: если даже предположить, что во всех сравниваемых группах наблюдалось нормальное распределение, что само по себе весьма маловероятно,  тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть их надежность и ценность сомнительны.

Статья "Экспериментальные модели синдрома Рейе."

Саратиков А.С., Венгеровский А.И., Арбузов А.Г., Чучалин В.С., Червякова М.Б.,Суходоло  И.В.

Кафедра фармакологии (зав. проф. А.С. Саратиков),
кафедра анатомии и общей патологии медико-биологического факультета (зав. - проф. И.В. Суходоло) Сибирского государственного медицинского университета,  Томск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 4, 2000, стр. 475-477.

Цитаты из статьи.
"Результаты обрабатывали статистически по параметрическому t- критерию Стьюдента."
Таблица.
Биохимические показатели крови и гомогената печени крыс при экспериментальных моделях СР
(M ± m, n=8)
Показатели 
Интактные животные 4-ПК, мг/кг
20
4-ПК, мг/кг
50
Ацетилсали
циловая кислота + пирогенал
Сыворотка крови, на 1л :        
Аланинаминотрансфераза, мккат 0,51±0,01 2,08±0,06* 1,73±0,05 *+ 1,56±0,04 *+0
Аспартатаминотрансфераза, мккат 0,65±0,01 1,95±0,05* 1,56±0,04 *+ 1,44±0,02 *+0
Кислая фосфотаза, ЕД 10,7±1,4 45,3±1,2* 38,0±1,8*+ 32,1±1,2*+0
Щелочная фосфотаза, ЕД 223,9±3,4 737,2±9,7* 864,7±20,6*+ 698,2±10,7*+0
гамма-Глутамилтранспепти-
даза, мккат
0,25±0,01 1,2±0,05* 1,08±0,05* 0,87±0,04*0
Билирубин; мкмоль: общий 12,2±0,6 18,8±0,5* 27,5±0,8*+ 19,3±0,4*+0
непрямой 
1,2±0,1 6,7±0,2* 13,9±0,2*+ 9,5±0,1*+0
Белок, г 80,0±3,5 45,0±2,0* 61,5±1,1*+ 67,1±1,7*+0
Аммиак, ммоль 0,041±0,002 0,181±0,012* 0,223±0,02*+ 0,313±0,021*+0
Мочевина, ммоль 8,3±3,3 4,1±0,1* 5,5±0,4*+ 5,2±0,2*+
Фенол, мкмоль 60,5±3,3 270,4±8,0* 408,2±10,6*+ 486,8±8,6 *+0
Липиды, г 2,2±0,2 5,1±0,1* 4,7±0,1*+ 2,4±0,2 +0
Ацетон, ммоль 155,0±4,5 77,5±2,7 * 104,3±3,1*+ 80,3±3,8*0
бэта-Оксимасляная кислота, ммоль 186,4±4,6 62,4±1,9* 91,4±2,2*+ 69,4±2,7*0
Глюкоза, ммоль 6,5±0,1 3,3±0,1* 4,3±0,2*+ 3,5±0,1*0
МДА, ммоль 1,45±0,05 5,12±0,26* 4,42±0,09*+ 1,95±0,09*+0
Гомогенат печени, на 100 г :        
Аммиак, мкмоль 5,2±0,3 28,0±0,9* 32,2±1,4*+ 37,6±1,2*+0
Ацетон, мкмоль 64,5±2,1 27,8±1,9* 40,6±1,9*+ 30,2±1,9*0
бэта-Оксимасляная кислота, мкмоль 52,3±1,3 19,4±1,7* 33,2±1,9 * 23,7±1,9*0
Примечание:  p < 0,05, * по сравнению с интактными животными; 
+ с 4-ПК в дозе 20 мг/ кг,  0 с 4-ПК в дозе 50 мг/ кг .
Наш комментарий.

M. Barnes. Bioinformatics for Geneticists. В работе не сообщается о проверке условий необходимых и достаточных для использования t-критерия Стьюдента - нормальности распределения и равенства генеральных дисперсий (для всех признаков и во всех группах). Учитывая большую трудоемкость данного исследования, оценим соответствие  этой трудоемкости надежности полученных авторами выводов.
Используя данные этой таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных  пар. Результаты этой проверки приведены ниже в таблице.

Первая пара
M±m
Вторая пара
M±m
F-критерий Фишера Достигнутый уровень значимости F-критерия Вывод по нулевой гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в  сравниваемых группах
0,51±0,01 2,08±0,06 36,0 0,00057 Дисперсии не равны
0,65±0,01 1,95±0,05 25,0 0,000193 Дисперсии не равны
223,9±34 737,2±9,7 8,139 0,006 Дисперсии не равны
0,25±0,01 1,2±0,05 25,0 0,000193 Дисперсии не равны
1,2±0,1 6,7±0,2 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
0,041±0,002 0,181±0,012 36,0 0,000057 Дисперсии не равны
8,3±0,2 4,1±0,1 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
60,5±3,3 270,4±8,0 5,877 0,016 Дисперсии не равны
2,2±0,2 5,1±0,1 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
186,4±4,6 62,4±1,9 5,862 0,016 Дисперсии не равны
1,45±0,05 5,12±0,26 27,04 0,00015 Дисперсии не равны
5,2±0,3 28,0±0,9 9,0 0,00481 Дисперсии не равны
0,51±0,01 1,73±0,05 25 0,00019 Дисперсии не равны
223,9±3,4 864,7±20,6 36,709 0,000005 Дисперсии не равны
0,25±0,01 1,08±0,05 25 0,00019 Дисперсии не равны
1,2±0,1 13,9±0,2 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
80,0±0,09 61,5±1,1 10,124 0,0034 Дисперсии не равны
8,3±0,2 5,5±0,4 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
2,2±0,2 4,7±0,1 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
6,5±0,1 4,3±0,2 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
737,2±9,7 864,7±20,6 4,51 0,0325 Дисперсии не равны
4,1±0,1 5,5±0,4 16,0 0,00082 Дисперсии не равны
3,3±0,1 4,3±0,2 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
5,12±0,26 4,42±0,09 8,346 0,006 Дисперсии не равны
27,5±0,8 19,3±0,4 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
4,3±0,2 3,5±0,1 4,0 0,0438 Дисперсии не равны
Поскольку достигнутый уровень значимости для всех приведенных в таблице пар сравнений  менее 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается. Более того, нередко величины дисперсий различаются между собой в несколько раз!

Вывод: если даже предположить, что во всех  44-х группах наблюдалось нормальное распределение, что весьма маловероятно, тем не менее, критерий Стьюдента не может быть использован в данных условиях вследствие неравенства генеральных дисперсий (см. проблему Беренса-Фишера). . Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, стало быть их надежность и ценность  сомнительны.

 

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"