Яндекс.Метрика СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ ДЛЯ МЕДИКОВ

Каждый слышит то, что понимает. Гете

Статистика посещаемости БИОМЕТРИКИ

Что можно узнать о наших родственниках,
победивших в этой войне..
.
Выбрав изображение, кликните мышкой, и Вы прочитаете о том, как ...

Редактор БИОМЕТРИКИ
В. Леонов

Пишите нам на адрес

Яндекс
цитирования
Яндекс цитирования
  Городской портал tomsk.ru
25 наиболее популярных ссылок, посещаемых нашими читателями
http://www.biometrica.tomsk.ru/Leonov_Erevan_2015.pdf
http://www.biometrica.tomsk.ru/erevan_8.html
http://www.biometrica.tomsk.ru/student.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/UNESCO%202010.pdf
http://www.biometrica.tomsk.ru/zakaz.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/zakaz_17.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/potencial.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/zakaz_19.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/erevan_8.html
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/ftp/dict/cult/gramm.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
 

Примеры результатов анализа данных в диссертациях по медицине и биологии
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.

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.

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".

Доклады Академии Наук СССР

1940. Том ХХVII. № 1. 1940. Т.27. С.38-42.

ГЕНЕТИКА

      Академик А.Н.КОЛМОГОРОВ.      

ОБ  ОДНОМ  НОВОМ  ПОДТВЕРЖДЕНИИ ЗАКОНОВ МЕНДЕЛЯ

 

        В происходившей осенью 1939 г. дискуссии по вопросам генетики много внимания уделялось вопросу проверки состоятельности законов Менделя. В принципиальной дискуссии о состоятельности всей менделевской концепции было естественно  законно сосредоточиться на простейшем случае, приводящем по Менделю к расщеплению в отношении 3:1. Для этого простейшего случая скрещивания Аа  Х  Аа при условии доминирования признака А над признаком а менделевская концепция приводит, как известно к выводу, что в достаточно обширном потомстве (безразлично, составляющем одно семейство или объединяющем много отдельных семейств, полученных от различных пар гетерозиготных родителей типа Аа) отношение числа особей с признаком A (т. е. особей типа АА или Аа) к числу особей с признаком а (типа аа) должно быть близким к отношению 3:1. На проверке этого простейшего следствия из менделевской концепции и сосредоточили свое внимание Т.К. Енин ( 1,2 ), Н.И. Ермолаева (3) и Э. Кольман (4). Между тем   менделевская  концепция не только приводит к указанному простейшему заключению о приближенном соблюдении отношения 3:1, но и дает возможность предсказать, каковы должны быть в среднем размеры уклонений от этого отношения. Благодаря этому как раз статистический анализ уклонений от отношения 3:1 дает новый, более тонкий и исчерпы-вающий способ проверки менделевских представлений о расщеплении признаков. Задачей настоящей заметки является указание наиболее рациональных, по мнению автора, методов такой проверки и их иллюстрация на материале работы Н.И. Ермолаевой(2). Материал этот, вопреки мнению самой Н.И. Ермолаевой,  оказывается блестящим  новым подтверждением законов  Менделя*.

§ 1. Общие замечания о  роли случая в явлениях наследственности.     Станем сначала на точку зрения, независимую от менделизма. Пусть в результате скрещивания двух особей a и  получается потомство из n особей. Обычно при этом каждая из двух особей a и b  производит число гамет значительно большее, чем число потомков n.
Пусть a  производит гаметы 
                          a1, a2, ... . ak1
а b - гаметы                 b1,   b2, ... . bk2  .
    Какие именно из весьма большого числа k1, k1  возможных пар гамет будут действительно использованы для получения потомства, зависит от многих обстоятельств. Эти обстоятельства законно разделить на внутренние, определяемые биологическими  свойствами  особей a и b и гамет a   и  bj,  и на внешние, независимые от этих биологических свойств. Например,  при опылении у растений решение вопроса о том, какие именно из пыльцевых зерен попадут на рыльце, а какие нет, или о том, каково будет расположение на рыльце попавших на него зерен, зависит от бесчисленного множества факторов совершенно внешнего по отношению к биологическим закономерностям характера. При изучении биологических закономерностей следует считать эти внешние для них обстоятельства оплодотворения случайными и применять к ним аппарат теории вероятностей. Выбор n пар
                                    (ai1, bj1),   (ai2, bj2),  .......      (ain, bjn)
возможен
                                    S=  различными способами. В соответствии со сказанным выше дальнейшее исследование должно исходить из предположения, что биологическими факторами определяется для каждого из этих возможных способов выбора лишь некоторая вероятность его действительного осуществления.
Вывод менделевских законов основывается (см. далее § 2) на простейшем допущении, что вероятности, соответствующие любому из этих S возможных способов выбора, одинаковы (и, следовательно, все равны 1/S). Биологически это допущение обозначает равную жизнеспособность гамет, отсутствие селективного оплодотворения и равную жизнеспособность (по крайней мере, до момента подсчета потомства) особей, получающихся от любой парной комбинации ai, bj гамет. Назовем эту простейшую гипотезу для краткости гипотезой независимости (вероятности того или иного набора гамет, используемых для получения потомства от их биологических особенностей). Как и всякая другая гипотеза о независимости одних явлений от других, интересующая нас гипотеза, взятая в виде абсолютной догмы, не допускающей никаких коррективов, не верна: существует целый ряд твердо установленных примеров уклонений от этой гипотезы, иногда количественно незначительных, а иногда и очень крупных.
      Ясно, что столь же неосновательной была бы точка зрения, пытающаяся вовсе отрицать роль внешних с биологической точки зрения случайных обстоятельств в подборе гамет, участвующих в оплодотворении. Серьезный спор может идти между такими двумя точками зрения:
    1) Гипотеза независимости в большинстве случаев является хорошим первым приближением к действительному положению вещей (сторонники менделевской и моргановской генетики).
    2) Селективное оплодотворение и неравная жизнеспособность играют всюду столь решающую роль, что рассмотрения, опирающиеся на гипотезу  независимости, для  биологии бесплодны (школа акад.Т.Д. Лысенко).

§ 2. Расщепление в отношении 3:1.        Вернёмся теперь к более специальным менделевским допущениям для случая скрещивания Аа  Х  Аа  и доминирования признака А. В этом случае принимается, что каждый из родителей образует столько же гамет типа А, как и гамет типа а, пары гамет типов АА и Аа дают потомков, обладающих   свойством А, а пары гамет типа аа-потомков, обладающих свойством а. Из этих  предположений в соединении с допущением, что к1 и к2 несравненно больше, чем n, и с гипотезой независимости получается вывод:
  I. Вероятность того, что в группе из n  потомков    окажется  ровно  m   особей   с  признаком  А (остальные же с признаком а) равняется
                                            Pn (m)=                                                                       (1)  Пусть теперь произведено большое число r  скрещиваний Аа / Аа и от каждого из них получено по семейству из
                                                                  n1, n 2, …, n і
особей, из числа которых, соответственно
                                                                          m1, m2, …, mj
обладают признаком А. Спрашивается, как возможно полнее проверить, согласуется ли такой результат опыта с менделевскими допущениями или нет?
     Если число особей в каждом семействе очень мало (например, меньше 10), то целесообразно непосредственно проверять формулу (1) при помощи  Хи2 - критерия Пирсона.
     Если каждое семейство сравнительно многочисленно, то целесообразнее другой метод. В этом случае из 1 вытекает:
II. Нормированные уклонения   D = (m/n – 3/4) : sn , где
                                                   sn
подчиняются приближенно закону Гаусса с единичной дисперсией, т.е. вероятность неравенства   приближенно равна
                                                 P(x) =                                                          (2)
Здесь sn   есть среднее квадратическое уклонение частоты  m/n от 3/4. Мы видим, что это среднее квадратическое уклонение пропорционально   . Следовательно, только в случае очень больших семейств менделевская теория предсказывает большую близость частоты   m/n  к  3/4.
    Зато рассмотрение большого числа семейств средней величины дает возможность гораздо более тонкой проверки менделевских допущений при помощи рассмотрения распределения уклонений D. В частности, из формулы (2) вытекает, что вероятность неравенства   приблизительно равна 0,68. Следовательно, по менделевской теории среди достаточно большого числа семейств должно быть приблизительно 68 % с  и приблизительно 32 % с . В работе Н.И. Ермолаевой (3) для проверки этого следствия менделевской теории пригодны серия из 98 семейств с расщеплением по окраске цветка и пазухи листа (табл.4 работы Ермолаевой) и серия из 123 семейств с расщеплением по окраске семядолей (табл.6 работы Ермолаевой). Остальные серии содержат слишком мало семейств (или групп семейств) для надежной проверки. Результаты приведены в следующей таблице:
 


Расщепление (по окраске) цветка и пазухи листа 
Расщепление (по окраске) семядолей
Теоретически 
в %
   
 в %
 
в %
 
Всего семейств

с 

с 

98

66

32

100

67

33

123

85

38

100

69

31

100

68

32

 При указанном числе  семейств  в серии совпадение с теорией следует признать очень хорошим. В силу странного недоразумения сама Н.И. Ермолаева утверждает в своей работе,  что наличие заметного процента семейств с   опровергает менделевскую теорию.
   Можно было бы провести аналогичную проверку совпадения с теорией  процента семейств, для которых   при каком-либо . Например, теория предсказывает, что приблизительно у 50 % семейств должно быть . Однако, лучше всего сразу произвести полную проверку близости фактически наблюдаемого распределения уклонений  D к теоретическому гауссовскому. Для этого вычерчиваем на одном и том же чертеже теоретическую кривую у=Р(х) в соответствии с формулой (2) и эмпирическую ступенчатую кривую  y = q(x)/r ,  где  r  обозначает общее число семейств в данной серии, а q(х)- число семейств в серии, для которых . Результаты такой проверки для двух интересующих нас серий  Н.И. Ермолаевой показаны на фиг.1 и 2. ** Как видно, совпадение эмпирической и теоретической кривой в обоих случаях получается достаточно хорошее. Чтобы оценить, является ли наблюдаемое между ними расхождение допустимым при данной численности серий, следует воспользоваться выведенными мною ранее формулами (см. В. Романовский "Математическая статистика", с.226 (1938). Для случаев, изображенных на фиг. 1 и 2 , находим по этим формулам  l1 = 0,82,    l2 = 0,75    Ф (l1) = 0,49,   Ф ( l2) =  0,37,  что вполне удовлетворительно.
         Мы видим, таким образом, что большей близости частот  m/n  по отдельным семействам к их среднему значению  3/4, чем получилось у Н.И. Ермолаевой, при данной численности семейств и нельзя было бы ожидать по менделевской теории.
         Если  бы в какой-либо достаточно обширной серии семейств уклонения m/n от 3/4 были бы систематически меньше, чем требует теория, то это в такой же мере опровергало бы применимость к этой серии семейств, сформулированных выше допущений, как и систематическое превышение теоретически предсказываемых размеров этих уклонений. Нам
ёк на такую систематическую чрезмерную близость частот m/n к 3/4 имеется в материалах работы Т.К. Енина(1). Однако материалы этой работы недостаточно обширны (25 семейств по сравнению с двумя сериями в 98 и 123 семейства у Н.И. Ермолаевой) и возбуждают ряд других сомнений (сам автор считает их не вполне однородными). Поэтому в детальное их рассмотрение мы входить не будем.
         Из упомянутых в начале заметки работ работа Э. Кольмана, не содержащая нового фактического материала, а посвященная анализу материалов Т.К. Енина, целиком основана на непонимании изложенных в нашей заметке обстоятельств.
  Поступило 20. 2. 1940.

*На работу Н.И. Ермолаевой обратил моё внимание акад. А.С. Серебровский.
** Графики, приведенные в оригинале статьи, в данной копии не приводятся по технической причине.
ЦИТИРОВАННАЯ ЛИТЕРАТУРА:
1 T. К. Е н и н, ДАН. XXIV. стр. 176-178 (1939).
2 T. К. Е н и н, Доклады ВАСХНИЛ, № 6 (1939).
Н.И. Е р м о л а е в а, Яровизация, 2 (23), стр.79-86 (l939).
Э. К о л ь м а н, Яровизация, 3 (24), стр. 70-73 (1939).
Интересная ссылка


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.

Вот к чему приводит безграмотное использование статистики в диссертациях: Приказы Минобрнауки России о снятии диссертации с рассмотрения


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

1998 - 2015.© Василий Леонов. E-mail:

Доказательная или сомнительная? Медицинская наука Кузбасса: статистические аспекты.

Введение в семиотику информационных технологий

Возврат на главную страницу.

Возврат в КУНСТКАМЕРУ

Т. Кун "Структура научных революций"