Яндекс.Метрика Статистика и Доказательная медицина

Каждый слышит то, что понимает. Гете


"Люди перестают мыслить,
когда перестают читать
".
Д. Дидро

Статистика посещаемости БИОМЕТРИКИ Яндекс
цитирования
Индекс цитирования

Наш адрес:

Выбрав любое изображение, кликните по нему мышкой, и Вы узнаете о статистике ...


Редактор БИОМЕТРИКИ
В. Леонов

  • 385
data-counter data-url="http://www.biometrica.tomsk.ru/">
Яндекс
цитирования
Яндекс цитирования
 

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...


Введение
Наши возможности. О возможностях статистического анализа
Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал  медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35
Список научных и учебных изданий по биометрике и статистике
Материалы по науковедению
История биометрики
Статистическое рецензирование статей и диссертаций

Долгое прощание с лысенковщиной...
Семинар по биометрике в Красноярске



Если Вы сторонник использования
статистики, разместите на своём сайте
HTML-код нашего баннера:

BIOMETRICA - журнал для сторонников доказательной биологии и медицины
25 наиболее популярных ссылок, посещаемых нашими читателями
http://www.biometrica.tomsk.ru/comp_aver.htm
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_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/potencial.htm
http://www.biometrica.tomsk.ru/percent_00.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/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

БИОМЕТРИКА + Музыка. В. Леонов.

Музыка... Вот что сказал о ней великий Иоганн Себастьян Бах: "Цель музыки - трогать сердца". В детстве автор этих строк получил музыкальное образование. Любимыми инструментами были мандолина и гитара. Любимыми композиторами - Вивальди, Бах, Альбиони, Боккерини, Беллини, Корелли, Скарлатти. В 80-е годы прошлого столетия в Томск часто приезжал с концертами маэстро Владимир Спиваков. Эти концерты организовывал Егор Лигачёв, бывший в ту пору первым секретарём Томского обкома КПСС. На свой первый концерт в Томск Владимир Спиваков приехал один. Великолепно играл на скрипке! Концертный зал был переполнен слушателями, которые были в восторге от его концерта. Именно тогда мне удалось впервые встретиться с ним, и взять у него автографы на его грампластинки. В дальнейшем посещал все его концерты. В 1979 г. В. Спиваков организовал камерный оркестр "Виртуозы Москвы". Однажды в 90-е годы Владимир Спиваков должен был приехать в Томск с "Виртуозами Москвы", и в течение трёх дней дать 3 концерта. Однако из-за проблем с топливом в те времена, их самолёт посадили в Омске, где они пробыли 2 дня. И когда прилетели в Томск, то в один день провели все 3 концерта, которые я прослушал. И вновь взял автографы на новые грампластинки, и сделал много фотографий В. Спивакова.


Музыка...  Она помогает всегда. Вот почему я рассылаю всем нашис заказчикам файлы с хорошей музыкой. Любите музыку, слушайте её чаще. И она поможет лучше понимать бистатистику и результаты статистического анализа...

13 февраля 2014 г. Владимир Спиваков и "Виртуозы Москвы" дали концерт в Краснодаре. Я посетил этот прекрасный концерт, и вновь встретился с Владимиром Теодоровичем. Подарил ему его грампластики, фотографии, и свою книгу.

Оригинальная статья "Вероятная ошибка среднего" Вильяма Госсета (Стьюдента),
предложившего t-критерий Стьюдента.
Опубликована в журнале BIOMETRIKA в 1908 году.


Доказательная или сомнительная?

Медицинская наука Кузбасса: статистические аспекты.

 

ВВЕДЕНИЕ

ДОКАЗАТЕЛЬНАЯ 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 ХОРОШЕГО ОПИСАНИЯ.

КТО ВИНОВАТ?  ЧТО ДЕЛАТЬ?

ВМЕСТО ЗАКЛЮЧЕНИЯ.

Весь обзор одним файлом

 


Отклики читателей статьи "Доказательная или сомнительная?"

Обращение межрегионального Общества специалистов доказательной медицины в ВАК РФ

Интересная ссылка

Доказательная или сомнительная?

Зачем нужна статистика в доказательной медицине?


Центр БИОСТАТИСТИКА выполняет работы по статистическому анализу экспериментальных данных уже более 30 лет. В его составе исследователи России, США, Израиля, Англии, Канады и других стран. Услугами Центра пользуются аспиранты и докторанты в области медицины, биологии, социологии, психологии и т.д. (См. далее )

Отзывы заказчиков по статистическому анализу данных

Сравниваем средние, а также и ... В. Леонов Исследователям в медицине и биологии весьма большую пользу приносит сравнение не только групповых средних, но также и иных параметров. Такими новыми сравнениями являются проверки равенства дисперсий, коэффициентов корреляции, коэффициентов регрессии или векторов групповых средних, сравнение групп многомерными методами, и т.д. В статье объяснена большая ценность обнаружения не нормального распределения признака. Показано, что не нормальное распределение количественного признака, означает наличие взаимосвязей данного признака с другими признаками. Что является важнейшим аргументом по формулировке списка проверки взаимосвязей важнейших признаков проводимого исследования. Специфика других сравнений хорошо иллюстрируется различными графиками, а также наличием списка литературы из 98 книг и статей, полезных для этой тематики. Причём более половины из них имеют ссылки на доступные в интернете данные издания.


Проценты - статистический анализ? Или проценты - арифметический анализ? В. Леонов.

БЯК(ВАК)овский журнал "Современные проблемы науки и образования". Главный редактор: Ледванов М.Ю., д.м.н., профессор; заместитель главного редактора Курзанов А.Н., д.м.н., профессор; ответственный секретарь редакции к.м.н. Бизенкова М.Н.

Три Программы, вместо одной. И. Семенов, Москва.

В. Леонов. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ ДЛЯ ИССЛЕДОВАТЕЛЕЙ. (время и опыт)

... мы, как исследователи, получаем не всегда правильные результаты.Корнеева Н.В., доцент кафедры факультетской терапии ДВГМУ г. Хабаровска.

... Конечная версия Программы содержала 93 пункта. New York,  Ruyman E.


23 примера оформления данных, их описания и описания целей исследования


В ноябре 2013 года сайту БИОМЕТРИКА исполнилось 16 лет. А что было раньше? И что теперь?


Примеры отличных результатов статистического анализа в диссертациях, дипломных работах и статьях, полученных с нашей помощью.

Д.С. Симанков. Применение метода логистической регрессии для факторов риска, влияющих на исход операции в условиях искусственного кровообращения. (статья)

В.В. Половинкин. Тотальная мезоректумэктомия — фактор повышения эффективности лечения среднеампулярного и нижнеампулярного рака прямой кишки.  (диссертация на соискание учёной степени доктора медицинских наук)

Н.Г. Веселовская.  Клиническое и прогностическое значение эпикардиального ожирения у пациентов высокого сердечно-сосудистого риска.  (диссертация на соискание учёной степени доктора медицинских наук)

О.Я. Васильцева. Закономерности возникновения, клинического течения и исходов тромбоэмболии легочной артерии по данным госпитального регистра патологии.  (диссертация на соискание учёной степени доктора медицинских наук)

В.А. Габышев.  Фитопланктон крупных рек Якутии и сопредельных территорий восточной Сибири.  (диссертация на соискание учёной степени доктора биологических наук)

М.И. Антоненко.  Гиперкортицизм без специфических клинических симптомов:
эпидемиология, клиника, диагностика
.  (диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук)

Н.Г. Веселовская. Прогнозирование риска рестеноза коронарных артерий после их стентирования у пациентов с ожирением. (статья)

Study of the Factors Influencing Mortality from the Cerebral Stroke in Patients of Different Ages.
Vazgen Martirosyan1 and Julia Krupskaya, Department of Nervous Diseases and Neurosurgery, Rostov State Medical University, Rostov-on-Don 344000, Russia. British Journal of Medicine & Medical Research, 3(4): 1530-1557, 2013.

Будникова М.А. Анализ динамики частоты и спектра аномалий митоза, мейоза и элементов продуктивности allium cepa l., взятого из агропопуляций с разной антропогенной нагрузкой ( Дипломная работа )

Бирюкова И.А. Научно - практическая работа "Фармакоэкономические исследования розничного рынка города Омска"

Богданова О.Е. Исследование эконометрических параметров доступности фармацевтической помощи населению Омской области (Дипломная работа)

Н.П. Гарганеева. Клинико-патогенетические закономерности формирования психосоматических соотношений при заболеваниях внутренних органов и пограничных психических расстройствах  (автореферат диссертации на соискание учёной степени доктора медицинских наук)

Попова Г.А. Сравнительное изучение подвидов LINUM USITATISSIMUM L . в условиях Западной  Сибири (диссертация на соискание учёной степени кандидата биологических наук).

А.Г. Сыркина. Ретроспективный анализ эффективности и безопасности тромболитической терапии острого инфаркта миокарда у больных пожилого и старческого возраста (диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук).

Рудаков А.Н. Дифференцированный подход к проведению профилактики язв желудка и двенадцатиперстной кишки у больных ишемической болезнью сердца, принимающих аспирин (автореферат диссертации на соискание учёной степени кандидата медицинских наук) 

Кривулина Г.Б. Влияние велотренировок различной продолжительности на дисфункцию эндотелия и факторы риска атеросклероза у молодых мужчин (автореферат диссертации на соискание учёной степени кандидата медицинских наук) 

Сутурина Л.В. Гипоталамический синдром: основные звенья патогенеза, диагностика, патогенетическая терапия и прогноз (автореферат диссертации на соискание учёной степени доктора медицинских наук)

Берсенёва О.Ю. Изучение внутрипопуляционной изменчивости Calamagrostis obtusata в Саяно-Шушенском заповеднике.


Роль «малых» доз ионизирующего излучения в развитии неонкологических эффектов: гипотеза или реальность? Бюллетень сибирской медицины, № 2, 2005, с. 63-70. Карпов А.Б., Семенова Ю.В., , Тахауов Р.М., Литвиненко Т.М., Попов С.В., Леонов В.П.

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 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.


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.

Петри А., Сэбин К. Наглядная медицинская статистика. Учебное пособие. 3-е издание. Пер. с англ. В.П. Леонова. 2015. - 216 с.

Банержи А. Медицинская статистика понятным языком: вводный курс. Издательство "Практическая медицина", 2014. - 287 с. Пер. с англ. В.П. Леонова.

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.

В.В. Мартиросян, Ю.А. Долгушева. Анализ влияния гелиогеофизических и метеорологических факторов на инсульты с учётом фаз солнечного цикла. Ростовский государственный медицинский университет. – Ростов н/Д.: Изд-во"АкадемЛит" (ИП Ковтун С.А.) 2014г. 414 с. ISBN 978-8-904067-03-8.

В монографии приведены и проанализированы результаты углублённого статистического анализа ретроспективных данных из протоколов вскрытий лиц, умерших от мозговых инсультов (1135 случаев) за годы высокой (2000–2002 гг) и низкой (2008–2010 гг) солнечной активности на примере г. Ростов-на-Дону. Наблюдаемый в настоящее время очередной максимум солнечной активности актуализирует необходимость сбора, обработки и осмысления новых научных данных, содействующих прогнозированию и разработке профилактических мер по снижению заболеваний у разных групп населения, вызываемых магнитными бурями при усилении активности Солнца. Отмечается, что в формировании сосудистых заболеваний головного мозга прослеживается совокупное влияние множественных факторов риска.


Неравнодушные!
Приглашаем в ДИССЕРНЕТ!
Это не про науку.
Это про репутацию и вран
ьё

DisserNet

Сетевое сообщество "Диссернет" заявило о наличии заимствований в диссертации главы Минсельхоза Александра Ткачева. Результаты экспертизы опубликованы на сайте проекта.

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.

"Вы мои требования знаете к учёным и знаете, почему ВАК был переподчинён напрямую президенту. Шарлатанов быть не должно, они должны вырубаться и выжигаться калёным железом"...

Баженова Л.Г. Дифференциальная диагностика опухолей и опухолевидных образований яичников

Салахова Н.Г. Катамнез детей, перенесших неонатальную гипогликемию

Балакшина Н.Г., Кох Л.И., Леонов В.П. ПРОГНОЗИРОВАНИЕ ИСХОДОВ ХИРУРГИЧЕСКОГО ЛЕЧЕНИЯ ГНОЙНЫХ ВОСПАЛИТЕЛЬНЫХ ЗАБОЛЕВАНИЙ ПРИДАТКОВ МАТКИ

ГОСТ Р 50779.10-2000 «Статистические методы. Вероятность и основы статистики. Термины и определения», М.: Госстандарт России.

Член Совфеда: «Финансирование науки упало до уровня Конго или Афганистана» В проекте закона о федеральном бюджете на 2016 год на «гражданскую» науку выделено всего 0,3 процента ВВП". Великий гражданин мира Фредерик Жолио-Кюри сказал: «Та страна, которая не развивает науку, неизбежно превращается в колонию». Что ждёт и Россию...

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.

Что губит российскую науку и как с этим бороться. Георгий Георгиев, академик РАН, координатор программы РАН «Молекулярная и клеточная биология». В этой статье рассматривается вопрос, почему все эти виды открытой науки в нашей стране отстают и что надо сделать для их прогресса.

«РОССИЯ БЕЗ НАУКИ — ТРУБА». 29 мая 2015 года в Москве прошла третья сессия Конференции научных работников. Публикуем несколько выступлений, прозвучавших на этом форуме.

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, ИНОГДА —
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»

Общество научных работников


Сайт межрегионального общественного Движения за возрождение отечественной науки

INAHTA

Международная сеть агентств по оценке медицинских технологий

The Journal of the American Medical Association — еженедельный международный медицинский журнал, издаваемый American Medical Association.

Журналы Lancet

Бен Голдакр. Плохая наука.

Бен Голдакр. Плохая статистика в науке.

Бен Голдакр. Боремся с плохой наукой.

Власов В. Фабрика под золотой крышей. "... Когда Диссернет прикоснулся к медицинским диссертациям [2], почти сразу среди диссертаций с обильными заимствованиями оказались диссертации, выполненные и защищенные в НЦССХ".

Власов В.
ОСДМ и Диссернет заседали.

Заседание было посвящено качеству медицинских диссертаций, прежде всего в свете данных о плагиате в них и, главное, как оказалось, распространенной практике фальсификации и манипуляции данных в медицинских диссертациях.

ВАСИЛИЙ ВЛАСОВ.
«Нашей медицине нужны реформы»  Борьба за доказательства в начале XXI века Доказательная медицина сегодня  

Диссернет «Наукометрическая оценка качества медицинских исследований/диссертаций» 05.06.2014

Вузы РФ будут обязаны публиковать дипломы в электронных библиотеках

Отзывы на
авторефераты и
диссертации

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

ВЛАДИМИР ФИЛИППОВ. «Закрутим гайки – и пена уйдет». Интервью с председателем ВАК Владимиром Филипповым.

Дело о крови и лимфе. "Диссернет" всерьёз занялся врачами

Доказательная медицина: история, эволюция, роль в медицине

В.В. Фадеев. Представление данных в оригинальных работах и их статистическая обработка.
Проблемы эндокринологии – 2002 - Т. 48, N 3. – С. 47 – 48.

Авторский ресурс Зорина Н.А.


После взрыва на СХК в 1993г. в Томске и Северске увеличилась частота рождения детей с пороками развития

Улумбекова Г.Э. Здравоохранение России. Что надо делать. Научное обоснование "Стратегии развития здравоохранения РФ до 2020 года".
Улумбекова Г.Э. Как отвечает законопроект «Об основах охраны здоровья граждан в РФ» на вызовы системе здравоохранения.

Улумбекова Г.Э.  Плюсы и риски нового законопроекта "Об обязательном медицинском страховании в Российской Федерации".

28 декабря 2012 г. Председатель Правительства РФ Д. Медведев Распоряжением № 2580-р утвердил «Стратегию развития медицинской науки в РФ до 2025 года». Вы можете ознакомиться с мнением президента Общества специалистов доказательной медицины, профессора В. Власова об этой Стратегии.
О проблемах здравоохранения. В России проходит реформа здравоохранения. Выбранные методы вызывают вопросы как в среде медицинского сообщества, так и среди пациентов. Гузель Улумбекова: Из-за реформы здравоохранения смертность в Москве выросла за январь-февраль 2015 г. на 8,5%. 


В новый век - с доказательной биомедициной
Газета ПОИСК, № 20 (522)
21 мая 1999
г.


Долгое прощание
с
лысенковщиной 

История науки не ограничивается перечислением успешных исследований. Она должна сказать нам о безуспешных исследованиях и объяснить, почему некоторые из самых способных людей не могли найти ключа знания, и как репутация других дала лишь большую опору ошибкам, в которые они впали.

Дж. Максвелл 

Функциональный кризис отечественной науки, переживаемый в последнее десятилетие, вынуждает беспристрастно анализировать основные причины этого явления [1-2, 45-47]. Последние результаты библиометрического анализа говорят о том, что вклад России в мировую науку по основным направлениям составляет уже порядка 5-8% [1-2]. По данным того же источника вклад США составляет 32-41%. 

Коммунистическая идеология, уродовавшая многие направления отечественной науки на потребу вождей, породила и такое явление, как лысенковщина. Для большинства читателей фамилия Лысенко ассоциируется с августовской сессией ВАСХНИЛ 1948 г. и разгромом генетики. Однако лысенковщину нельзя сводить только к запрету на генетику. Достигнув своего апогея в середине текущего века, и став воистину периодом средневековья в отечественной биологии и медицине, лысенковщина изуродовала и методологию этих наук, изгнав из них в частности математику, и в первую очередь статистику. Последствия этого уродства и по сей день не позволяют биологии и медицине приблизиться к статусу точных наук. В статье описаны основные этапы этого явления и особенности методологии применения статистики в биологии и медицине, полученные автором при анализе нескольких сот диссертаций и монографий а также более 1500 статей в области экспериментальной биомедицины. 


Автор понимает, что поднятая им проблема достаточно обширна и не может быть полностью освещена в одной статье, содержащей лишь малую часть материалов готовящейся к изданию монографии, посвященной проблемам применения статистики в медицине и биологии. Автор будет признателен читателям, которые выскажут свой взгляд на эту проблему, а также смогут дополнить авторские материалы новыми примерами.  Обсуждаемая в данной статье проблема может быть решена только общими усилиями всех заинтересованных в этом специалистов.

Работая над этой статьей, мне довелось несколько раз встречаться с одним из ректоров медицинского вуза. Обсуждая с ним предлагаемые в статье меры, направленные на исправление этого неприглядного положения, я с изумлением услышал от него такой ответ: "Как ученый - я "За", а как ректор - "Против"! И если так мыслит и говорит ректор, доктор медицинских наук, член-корреспондент РАМН, то несложно понять отношение к этой проблеме рядовых сотрудников такого вуза. Не потому ли многие из них представлены в разделе КУНСТКАМЕРА, вместе с моим собеседником, своими диссертациями и статьями...

За те несколько лет, что прошли с момента публикации этой статьи, а также статей  "В новый век - с доказательной биомедициной"(ПОИСК, N 20 (522) 21 мая 1999) и "Куплю 500 диссертаций! (Медицинская Газета N10 за 14.02.2001)", практически ничего не изменилось. Да, в России стали писать и говорить о доказательной медицине, проводить конференции по этой тематике, а в некоторых медицинских вузах даже открыли центры доказательной медицины. Однако откроем биомедицинские журналы и диссертации, и станет ясно, что это не более чем дань моде... 

 

Материалы по науковедению

Доклад ЮНЕСКО по науке 2010 г.

В новый век - с доказательной биомедициной


СТАТИСТИЧЕСКАЯ ВАМПУКИЗАЦИЯ, ОНА ЖЕ ВСЕОБЩАЯ СТЬЮДЕНТИЗАЦИЯ

 

— Ребята, как же это вы без гравицапы

пепелац выкатываете из гаража?

Это непорядок...

___________________

Фильм «Кин-Дза-Дза»

 

 

На белую страницу строчка ляжет - 

И вашу мысль увидят и прочтут. 

...

Как часто эти найденные строки

Для нас таят бесценные уроки.

___________________

В. Шекспир. Сонет 77

 

 

Критерий Стьюдента был разработан английским химиком В. Госсетом, когда он работал на пивоваренном заводе Гиннеса, и по условиям контракта не имел права открытой публикации своих исследований. Поэтому публикации своих статей по t-критерию он сделал в 1908 г. в журнале «Биометрика» под псевдонимом «Student», что в переводе означает «Студент». В отечественной литературе принято писать «Стьюдент».

Одним из первых, кто обратил внимание на некорректность использования медиками критерия Стьюдента, был известный советский специалист в области прикладной статистики, профессор  А.И. Орлов. В своей статье «О применении статистических методов в медико-биологических исследованиях» (опубликованной в журнале «Вестник Академии медицинских наук СССР». 1987. No.2. С.88-94, http://www.biometrica.tomsk.ru/orlov_3.htm ), Александр Иванович писал, что использование критерия Стьюдента допустимо лишь в отдельных, частных случаях. Конкретно, это те случаи, когда  одновременно выполняются два условия: 1) нормальность распределения признака в обеих сравниваемых группах; 2) равенство генеральных дисперсий двух сравниваемых групп. Если учесть, что нормальность распределения признаков в биологии и медицине встречается нечасто, примерно в 5-25% случаев, и равенство дисперсий также имеет тот же порядок, то оба условия одновременно выполняются примерно в 2-5% случаев. В других исследованиях приводится ещё меньшая доля: «В лаборатории прикладной математики Тартуского государственного университета проанализировано 2500 выборок из архива реальных статистических данных. В 92% гипотезу нормальности пришлось отвергнуть». (Орлов А.И. Прикладная статистика М.: Издательство «Экзамен», 2004.) Именно Александр Иванович в своём письме от 4 апреля 1998 г. и обратил наше внимание на широко применяемое в медицине некорректное использование критерия Стьюдента (http://www.biometrica.tomsk.ru/Orlov.pdf ).

О доминировании критерия Стьюдента в диссертациях и публикациях по медицине и биологии мы писали ещё в 1997 г. в своей статье «ОБ ИСПОЛЬЗОВАНИИ ПРИКЛАДНОЙ СТАТИСТИКИ ПРИ ПОДГОТОВКЕ ДИССЕРТАЦИОННЫХ РАБОТ ПО МЕДИЦИНСКИМ И БИОЛОГИЧЕСКИМ СПЕЦИАЛЬНОСТЯМ» опубликованной в Бюллетене ВАК N5 1997 г. (http://www.biometrica.tomsk.ru/leonov_vak.htm) «Проведённый нами анализ более 200 диссертаций на соискание ученых степеней кандидата и доктора медицинских (биологических) наук, а также анализ публикаций 10 наиболее известных биомедицинских журналов (“Кардиология”, “Радиационная биология. Радиоэкология”, “Медицинская радиология”, “Иммунология” и т.д.) за последние 3 года показал, что в 30 - 40% работ используется только t-критерий Стьюдента, предложенный английским химиком В. Госсетом в 1908 году. Анализ этих работ показывает, что в половине случаев использование t-критерия Стьюдента неправомочно, а стало быть, и полученные при этом выводы могут быть ложными».

Через 5 лет повторное наше исследование (В.П.Леонов. Наукометрика статистической парадигмы экспериментальной биомедицины  (по материалам публикаций). Вестник Томского государственного университета. Серия "Математика. Кибернетика. Информатика"  №275, 2002, стр. 17-24. http://www.biometrica.tomsk.ru/paradigma.htm )показало, что t-критерий Стьюдента используется уже в 58% публикаций. Тогда как в зарубежных публикациях этот метод используется лишь в 11% публикаций. Эти выводы были сделаны по результатам анализа 1540 отечественных и 392 зарубежных журнальных статей, а также 160 отечественных диссертаций биомедицинской тематики. Отметим, что четверть века назад зарубежные авторы также использовали критерий Стьюдента более чем в половине случаев. (A. R. Feinstein. Clinical biostatistics: a survey of statistical procedures in general medical journals. Clin. Pharmacol Ther., 15:97—107, 1974.)

За прошедшие с момента этой публикации 8 лет ситуация изменилась в худшую сторону. Анализируя публикации кузбасских медиков, а также статьи и диссертации, написанные в иных местах, но опубликованные или защищённые в Кузбассе, видим, что чаще всего используется всё тот же критерий Стьюдента. Причём используется безграмотно, без проверки условий корректности его использования. Упоминания о нём шаблонны и однообразны. Многие обороты с упоминанием в диссертациях и статьях критерия Стьюдента превратились в стандартные слоганы, уровня телепередачи Малахов+ . Вот небольшой набор таких описаний из проанализированных диссертаций и статей.

«Данные обработаны статистически с использованием параметрического t-критерия Стьюдента».

«Полученные цифровые данные подвергали математико-статистической обработке по Стьюденту».

 «Статистический анализ  полученных данных проводили с использованием критерия Стьюдента»

 «Достоверность различий показателей определялась с помощью t-критерия Стьюдента»

 «Достовер­ность различий между средними величинами параметров определяли с помощью критерия Стьюдента».

К большому сожалению, в большинстве учебников, где описывают критерий Стьюдента, не акцентируется внимание читателей на ограничениях этого критерия, и на последствиях их нарушения. Вот как пишет об этом А.И. Орлов в своей книге ЭКОНОМЕТРИКА (Издательство ЭКЗАМЕН, Москва, 2004. - 576 с.). «Приведённые описания экспериментальных данных показывают, что погрешности измерений в большинстве случаев имеют распределения, отличные от нормальных. Это означает, что большинство применений критерия Стьюдента, ... строго говоря, не является обоснованным, поскольку неверна лежащая в их основе аксиома нормальности распределений  соответствующих случайных величин. Очевидно, для оправдания или обоснованного изменения существующей практики анализа статистических данных требуется изучить свойства процедур анализа данных при «незаконном» применении. Изучение процедур отбраковки показало, что они крайне неустойчивы к отклонениям от нормальности, а потому применять их для обработки реальных данных нецелесообразно; поэтому нельзя утверждать, что произвольно взятая процедура устойчива к отклонениям от нормальности».

О том, что t-критерий Стьюдента бездумно используют, не проверяя его ограничения, мы уже неоднократно писали в своих статьях. В частности, в статье «Долгое прощание с лысенковщиной», написанной нами более 20 лет назад, (1989 г. http://www.biometrica.tomsk.ru/lis.htm ) один из разделов мы даже назвали «Коварный t-критерий Стьюдента» (http://www.biometrica.tomsk.ru/lis/index25.htm ). Многочисленные примеры некорректного использования критерия Стьюдента также приведены на сайте БИОМЕТРИКА в разделе КУНСТКАМЕРА. http://www.biometrica.tomsk.ru/kk.htm

Обратимся к описанию критерия Стьюдента на сайте StatSoft Russia: «Коварная простота вычисления t-критерия Стьюдента, а также его наличие в большинстве статистических пакетов и программ привели к широкому использованию этого критерия даже в тех условиях, когда применять его нельзя».

Практически во всех случаях использования критерия Стьюдента авторы совершенно игнорируют необходимость проверки условий возможности его использования. Такая ситуация есть следствие позиции руководителей организаций, где работают авторы статей, считающих, как и начальник отдела информационных технологий НИИ КПССЗ СО РАМН Кемеровского кардиологического диспансера Русакова Т. А., что «…прослушивать теоретический курс – это слишком расточительно для организации …». Следствием такого отношения к послевузовскому обучению медиков является безудержный рост статистических вампук, иначе говоря, в медицинской науке наблюдается статистическая вампукизация. (Что такое вампукизация? Сделайте в Яндексе запрос на слово «вампука» и сразу станет ясно.)

Чем же грозит бездумное, некорректное использование критерия Стьюдента? Каковы последствия этих действий? Вот что пишет об этом автор известной книги «Медико-биологическая статистика» С. Гланц. «Критерий Стьюдента чрезвычайно популярен, он используется более чем в половине медицинских публикаций. Однако следует помнить, что этот критерий предназначен для сравнения именно двух групп, а не нескольких групп попарно. На рис. 4.1 представлено использование критерия Стьюдента в статьях из журнала Circulation. Критерий был использован в 54% статей, и чаще всего неверно. Мы покажем, что ошибочное использование критерия Стьюдента увеличивает вероятность «выявить» несуществующие различия. Например, вместо того чтобы признать несколько методов лечения равно эффективными (или неэффективными), один из них объявляют «лучшим». Известно, что в большинстве исследований одной из основных целей как раз и является поиск различий средних между группами сравнения. Например, между группой больных до лечения, и после лечения. И в результате некорректного использования критерия Стьюдента незадачливый исследователь утверждает, видите, после лечения среднее значении артериального давления значимо уменьшилось. Хотя чаще всего вместо оборота «значимо уменьшилось» такие исследователи используют опять же некорректное выражение «достоверно уменьшилось» (см. статью Н. Зорина «О неправильном употреблении термина "достоверность" в  российских научных психиатрических и   общемедицинских статьях» http://www.biometrica.tomsk.ru/let1.htm ). Ну а дальше эта сомнительная технология лечения, после публикации в журнале, где редакция имеет такой же уровень теоретических познаний по статистике, как и сам исследователь, становится уже практикой. Полученный некорректный результат оформляется в виде диссертации и т.д.

К теме последствий некорректного использования критерия Стьюдента мы вновь обратились в 2007 г. в статье «Когда нельзя, но очень хочется, или Ещё раз о критерии Стьюдента». (http://www.biometrica.tomsk.ru/student.htm ). В ней мы показали, что априорно предсказать последствия неправомерного использования критерия Стьюдента не всегда возможно. Поскольку степень и направленность этих последствий определяется многими параметрами. В частности, степенью отклонения реального распределения от нормального закона, а также формой реального распределения в каждой из групп сравнения. Далее, соотношением дисперсий в сравниваемых группах и соотношением объёмов наблюдений в группах сравнения.

Вновь обратимся к известной среди медиков книге «Медико-биологическая статистика» С. Гланца. «Критерий Стьюдента предназначен для сравнения двух групп.  Однако на практике он широко (и неправильно — см. рис. 4.1)  используется для оценки различий большего числа групп посредством попарного их сравнения. При этом вступает в силу эффект множественных сравнений, который нам ещё неоднократно  встретится в разнообразных обличиях». Далее автор приводит несложные расчёты, показывающие механизм искажения реальной величины достигнутого уровня значимости при сравнении более двух групп. «При сравнении четырех групп число пар и соответственно возможных попарных сравнений равно 6. Поэтому при уровне значимости в каждом из сравнений 0,05 вероятность ошибочно обнаружить различие, хотя бы в одном, равна уже не 0,05, а примерно 6*0,05 = 0,30. И когда исследователь, выявив таким способом «эффективный» препарат, будет говорить про 5% вероятность ошибки, на самом деле эта вероятность равна 30%». Иными словами, используя критерий Стьюдента для попарного сравнения более чем двух групп, исследователь всё чаще будет заниматься самообманом, и последующим обманом своих читателей, и, соответственно, больных пациентов. Поскольку там, где он будет декларировать наличие статистического значимого различия, эффекта, в действительности никакого эффекта не будет.

Напомним, что в конце цепочки «исследование публикация практика  пациент» всегда находится страждущий пациент, который надеется, что новая методика лечения поможет ему, и его состояние после лечения будет отличаться (значимо!) от состояния до лечения. Понятно, что в случае подобных некорректных исследований его надежды будут весьма призрачными…  Согласуется ли такая сомнительная наука с основополагающим принципом медицинской деятельности, известным ещё со времён «Клятвы Гиппократа», который гласит: «Не навреди»?

               Для иллюстрации того, что во многих  публикациях медиков Кузбасса доминируют сомнительные выводы, полученные в результате некорректного использования критерия Стьюдента, можно привести огромное количество статей и диссертаций. Ниже рассмотрим относительно небольшой набор наиболее типичных примеров.

              Елена Юрьевна Якушева, Ольга Леонидовна Барбараш. Особенности течения инфаркта миокарда у женщин. Медицина в Кузбассе. №3, 2004,  стр. 3-8.   Кемеровская государственная медицинская академия, кафедра кардиологии и сердечно-сосудистой хирургии.  г. Кемерово. Цитируем:

Цитируем: «Методом сплошной выборки было проведено проспективное исследование 552 мужчин и 366 женщин, госпитализированных в отделение острой коронарной патологии Кемеровского кардиологического диспансера по поводу острого ИМ в 2001_2002 гг.».  «Различий в интенсивности болевого синдрома (шкала Borg) не было: средние показатели интенсивности боли у женщин составили 8,8 ± 0,3 баллов, у мужчин – 8,5 ± 0,2 балла (в уравненных по возрасту группах – 8,4 ± 0,4 и 8,3 ± 0,2, соответственно)». Отметим, что критерий Стьюдента использовался авторами для сравнения групповых средних как для количественных признаков (индекс Кетле, уровень холестерина и т.д.), так и для дискретных, балльных признаков (интенсивность болевого синдрома, степень некроза и т.д. ). Таким образом, уже здесь можно указать на некорректность использования критерия Стьюдента. Поскольку дискретные, балльные признаки по своей природе не могут иметь нормального распределения, и значит, для них нельзя использовать критерий Стьюдента. Далее, в публикации нет никакой информации о том, как авторы проверили правомерность использования критерия Стьюдента для количественных признаков. Т.е. проверили нормальность распределения в сравниваемых группах, а также равенство дисперсий. Если учесть, что нормальное распределение, как и равенство дисперсий, встречается в биомедицинских признаках примерно в 20-25% случаев, то вероятность одновременного выполнения двух этих условий порядка 4-5%. Статья является типичным примером контраста огромного объёма работы по сбору данных (обследовано более 900 пациентов), и примитивного, и к тому же некорректного статистического анализа этих данных.  

            Итак, в статье из 6 страниц два автора допустили столько некорректностей. Кто же авторы? Быть может это неопытные исследователи, начинающие врачи из поликлиники, и эта статья их первый опыт описания исследования? . Судите сами: Елена Юрьевна Якушева – аспирант кафедры кардиологии и сердечно-сосудистой хирургии, в 2005 г. защитившая кандидатскую диссертацию «Инфаркт миокарда у женщин. Особенности клиники и реабилитации». Предполагаем, что и в кандидатской диссертации Елены Юрьевны Якушевой воспроизведены те же самые описанные выше некорректности. Второй автор – «В настоящее время заведующей кафедрой является профессор Ольга Леонидовна Барбараш, лидер Кузбасской школы кардиологов, под её научно-практическим руководством защищено 40 кандидатских и докторских диссертационных работ». Можно полагать, что качество анализа собранных данных в этих диссертациях также близко к качеству анализа данных в этой статье. Отметим, что помимо перечисленных выше должностей и регалий, Ольга Леонидовна Барбараш является ещё и членом Совета по качеству ГОУ ВПО КемГМА Росздрава (ПРИКАЗ № 169а  от 26 сентября 2008 г. по КемГМА).

 

            В качестве примера такой диссертации, где Ольга Леонидовна Барбараш выступает в роли научного руководителя, назовём диссертацию Малюты Елены Борисовны, заведующей кардиологическим отделением городской клинической больницы № 3 им. М.А. Подгорбунского, г. Кемерово. С подробным анализом статистических аспектов этой диссертации читатели могут познакомиться в разделе КУНСТКАМЕРА нашего сайта по адресу http://www.biometrica.tomsk.ru/kk/index_9.htm Напомним, какие основные некорректности были обнаружены в этой диссертации. На стр. 55 диссертант сообщает о том, что статистическая обработка материала «Выполнена при помощи программы Microsoft Excell». Отметим, что правильное название упомянутой программы «Microsoft Excel». Казалось бы, какая мелочь, одной буквой больше, одной меньше. В действительности же такая опечатка говорит о многом, в частности о том, что автор не настолько хорошо знаком с данной программой, и уже потому к результатам её использования автором следует отнестись с большим вниманием. Представим себе кардиолога, пишущего «инфаркт меокарда» вместо «инфаркт миокарда»…  Ниже автор сообщает «Для определения достоверности различий между двумя средними величинами рассчитывали доверительный коэффициент». Однако автор при этом никак не уточняет, как именно вёлся расчёт этого коэффициента, и вообще, зачем было необходимо это делать. Читаем дальше: «В последующем коэффициент достоверности р определяли по Стьюденту». Таким образом, диссертант в дополнение к «доверительному коэффициенту» использует ещё и «коэффициент достоверности р». На стр. 57 Елена Борисовна приводит таблицу 2, из которой следует, что с помощью критерия Стьюдента сравнивались три группы пациентов. Аналогичные таблицы приводятся в диссертации и далее. Но в этом случае необходимо учитывать проблему множественных сравнений. Однако диссертант ничего не сообщает об этом. И этим не ограничивается набор статистических некорректностей обнаруженных в данной диссертации.

          Вернёмся к статье «Особенности течения инфаркта миокарда у женщин». Судя по всему, авторы этой статьи, разделяя позицию начальника отдела информационных технологий НИИ КПССЗ СО РАМН Кемеровского кардиологического диспансера Русакова Т. А., не пожелали познакомиться с основами теории критерия Стьюдента, что и привело в итоге к таким последствиям. К каким последствиям эти ошибки приведут доверчивых пациентов, можно только догадываться... Соблюдается ли в подобных работах принцип «Не навреди»? Предлагаю самим читателям ответить на этот вопрос. 

Перейдём к следующей статье. Юдакова О.В., Григорьев Е.В. Диагностическая и прогностическая значимость показателей липопероксидации и эндогенной интоксикации при абдоминальном сепсисе.  Медицина в Кузбассе. №3, 2005,  стр.  124-126, Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово, МУЗ Городская клиническая больница № 1, Филиал ГУ НИИ общей реаниматологии РАМН, г. Новокузнецк.

Цитируем: «Для оценки уровня достоверности полученных данных использовали параметрический критерий Стьюдента с учётом нормального распределения переменных. Критический уровень значимости был принят р < 0,05. … Проведено проспективное исследование 36 больных с диагнозом «Распространённый перитонит, абдоминальный сепсис» в 1, 2 и 3 сутки с момента поступления больного в отделение реанимации после первой радикальной операции. … Для изучения состояния процессов липопероксидации использовали метод прямой спектрофотометрии. Принцип метода  заключается в выделении из крови нативных жирных кислот, с оценкой в них содержания изолированных двойных связей (ИДС) и продуктов перекисного окисления липидов (ПОЛ), путем экстракции смесью равных объемов гептана и изопропанола с последующим измерением оптической плотности проб каждой фазы липидного экстракта: гептановой и изопропанольной».

Итак, у 36 больных на 1, 2 и 3 сутки с момента поступления больного в отделение реанимации после первой радикальной операции, проводилось исследование состава крови с определением содержания показателей липопероксидации и эндогенной интоксикации. Полученные в результате этих действий и были получены ДАННЫЕ, т.е. некие числовые значения. Путём статистического анализа этих ДАННЫХ авторы и предполагали выяснить диагностическую и прогностическую значимость показателей липопероксидации и эндогенной интоксикации при абдоминальном сепсисе. Как следует из приведённых в статье таблиц, авторы проводили сравнение средних значений этих показателей на 1, 2 и 3 сутки со средними значениями  контрольной группы. Логично предположить, что именно для целей сравнения групповых средних и был использован упомянутый критерий Стьюдента. Между тем авторы утверждают, что они использовали его для «оценки уровня достоверности полученных данных».  Интересно, каким образом критерий Стьюдента можно использовать для «оценки уровня достоверности», к примеру, значения активности супероксиддисмутазы у конкретного больного Иванова или Сидорова?  Видимо, авторы, формулируя утверждение «Для оценки уровня достоверности полученных данных использовали параметрический критерий Стьюдента с учётом нормального распределения переменных», очень смутно понимали как смысл этого критерия, так и его назначение. А, как говорил ещё М.В. Ломоносов, смутно пишут о том, что смутно представляют. (URL: http://www.biometrica.tomsk.ru/lis/index22.htm )

Иное предположение может заключаться в том, что авторы придерживаются нетрадиционной ориентации в трактовке термина «ДАННЫЕ». Подразумевая под этим не фиксируемые на тех или иных носителях (бумажных или электронных) числовые или символьные значения количественных и качественных признаков, а нечто иное, не раскрываемое ими в данной статье.

Предположим обратное, что авторы Юдакова О.В. и Григорьев Е.В. очень хорошо понимают смысл критерия Стьюдента. И их утверждение о цели использования критерия Стьюдента «Для оценки уровня достоверности полученных данных» не более чем результат статистического косноязычия. Но в этом случае возникает другой вопрос. Как понимать туманное утверждение «с учётом нормального распределения переменных»? Означает ли оно, что авторы действительно проверяли нормальность распределения во всех группах сравнения? И действительно ли во всех группах сравнения все признаки и всегда имели нормальное распределение? И к тому же имели равные дисперсии во всех группах сравнения? А ведь именно выполнение этих двух требований и являются обязательными условиями использования критерий Стьюдента. Если учесть, что нормальное распределение, как и равенство дисперсий, встречается в биомедицинских признаках примерно в 20-25% случаев, то вероятность одновременного выполнения двух этих условий порядка 4-5%.  Более того, поскольку групп сравнения с учётом контрольной группы, число равно 4, то при использовании критерия Стьюдента возникает упоминавшаяся выше проблема множественных сравнений. Даже при условии выполнения двух обязательных ограничений критический уровень значимости необходимо уменьшить в несколько раз. Знают ли об этих тонкостях статистического анализа рецензенты, которым редакция журнала доверила ответственную миссию оценить степень научности  и доказательности материалов рукописи данной статьи? И знают ли об этом сами члены редколлегии, в том числе её ответственный секретарь? Насколько же доказательны или сомнительны полученные в этом исследовании авторские заключения, в частности, о диагностической ценности анализируемых показателей, и о связи летальности свеличинами этих показателей?

Рассмотрим следующую статью. Шангина О.А., Костин В.И. Особенности показателей вариабельности сердечного ритма у пожилых пациентов со стабильной стенокардией и коморбидными депрессивными расстройствами. Медицина в Кузбассе, №4, 2005,  стр. 230-232.  Кемеровская государственная медицинская академия, МУЗ Городская клиническая больница № 3
им. М.А. Подгорбунского, г. Кемерово.

 

 

Цитируем: «Достоверность межгрупповых различий оценивали с использованием критерия множественных сравнений Даннета. Значения представлены как среднее ± ошибка средней». 

 

В книге «Медико-биологическая статистика» С. Гланца  [Пер. с англ. — М., Практика, 1998. — 459 с.] на стр. 101 читаем:  «ОШИБКИ В ИСПОЛЬЗОВАНИИ КРИТЕРИЯ СТЬЮДЕНТА. Критерий Стьюдента предназначен для сравнения двух групп. Однако на практике он широко (и неправильно — см. рис. 4.1) используется для оценки различии большего числа групп посредством попарного их сравнения. При этом вступает в силу эффект множественных сравнений который нам ещё неоднократно встретится в разнообразных обличиях».  Далее на стр. 113 читаем:  «МНОЖЕСТВЕННЫЕ СРАВНЕНИЯ С КОНТРОЛЬНОЙ ГРУППОЙ. Иногда задача заключается в том, чтобы сравнить несколько  групп с единственной — контрольной. Конечно, можно было бы использовать любой из описанных методов множественного сравнения (критерий Стьюдента с поправкой Бонферрони, Ньюмена—Кейлса или Тьюки): попарно сравнить все группы, а затем отобрать те сравнения, в которых участвовала контрольная группа. Однако в любом случае (особенно при применении поправки Бонферрони) из-за большого числа лишних сравнений критическое значение окажется неоправданно высоким. Иными словами мы слишком часто будем пропускать реально существующие различия. Преодолеть эту трудность позволяют специальные методы сравнения, из которых мы разберем два. Это ещё одна модификация критерия Стьюдента с поправкой Бонферрони и критерий Даннета. Как и другие методы множественного сравнения их следует применять только после того, как с помощью дисперсионного анализа отвергнута нулевая гипотеза о равенстве всех средних». (Более подробно процедура вычисления этого критерия приведена в упомянутой книге на стр. 116-117). Как следует из приведённых выше фрагментов популярной книги С. Гланца «Медико-биологическая статистика», необходимость использования критерия Даннета возникает лишь в случае множественных сравнений, т.е. при наличии кроме контрольной группы ещё нескольких иных групп, например, групп больных с разной степенью тяжести заболевания. При этом число таких групп должно быть не менее 2. Если же имеется одна контрольная группа, и одна группа сравнения, т.е. сравниваются между собой всего лишь две группы, то нет никакой необходимости в использовании критерия Даннета.

 

 

В табл. 1 из анализируемой статьи, из которой следует, что авторы рассматривали всего лишь 2 группы: Пациенты (n=220) и Контроль (n=28).

Обратим внимание на то, что в этой таблице приведены и средние значения функциональных классов (ФК) стенокардии и хронической сердечной недостаточности. Как известно, данные показатели не являются количественными, а имеют ранговую природу. В силу этого для них средние значения и их ошибки не имеют никакого смысла.

Заметим, что критерий Даннета – один из многих критериев, используемых в качестве апостериорных тестов для решения проблемы множественных сравнений. К примеру, в пакете SPSS имеется целых 18 таких критериев. Итак, каким же образом авторы статьи использовали критерий Даннета в ситуации, когда применять его не следует? Видимо, упоминание критерия Даннета в этом случае является не более чем камуфляжным мемом (http://www.biometrica.tomsk.ru/lis/index21.htm ), призванным поднять «степень научности» этого материала в глазах читателей.

Предположим, что в действительности авторы  использовали вместо критерия Даннета обычный t-критерий Стьюдента. Но и в этом случае возникает вопрос, насколько правомерно было это делать? Т.е. проверялись ли авторами ограничения на нормальность распределения и равенство дисперсий? Поскольку в статье ничего об этом не сообщается, то вероятнее всего авторы этого не делали, либо в силу незнания этих ограничений, либо в силу отсутствия умений в выполнении этих процедур. В любом случае выводы, полученные на основе использования сравнения групп, достаточно сомнительны в силу названных выше причин.

            Следующая работа. Алешкевич Н.П. Преклиническая оценка функции биопротезов «Кемкор» для атрио-вентрикулярных позиций (экспериментальное исследование».  Специальность 14.00.41 – транспланталогия и искусственные органы. Диссертация на соискание учёной степени кандидата биологических наук. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор И.Ю. Журавлёв. Кемерово – 2006. «Достоверность различий между сопоставимыми группами определяли с использованием t-критерия Стьюдента». Более 150 страниц диссертации содержат результаты экспериментального исследования, имеющего своей целью улучшение характеристик биопротезов клапанов сердца. Здесь приведён небольшой фрагмент текста из раздела «Заключение», показывающий, что практически все основные выводы данной диссертации базируются на результатах использования t-критерия Стьюдента. Если учесть, что при этом никак не проверялись ограничения на использование этого критерия, то очевидно, что большая часть этих выводов также достаточно сомнительна.

Рассмотрим следующую диссертацию. Гурьянова Н.О. Гигиеническая оценка режимов труда работающих на химических производствах. 14.00.07 – гигиена. Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Научный руководитель: заведующий кафедрой гигиены труда и гигиены питания КемГМА, доктор медицинских наук, профессор, Анатолий Павлович Михайлуц. Кемерово – 2005. Процитируем фрагмент диссертации. «2.4. Статистическая обработка материалов исследований. Материалы подвергали статистической обработке. Методами параметрической статистики обработаны анализы санитарно-химических исследований условий труда, физиологических и биохимических исследований, анализ общей заболеваемости с определением средних величин, их ошибок и достоверности различий по критерию Стьюдента при р < 0,05  [22, 60]. … Статистическая обработка материалов выполнена с использованием прикладного пакета программ «STATISTICA 5.5» для ПЭВМ [8]».

 Здесь приведены табл. 15 и табл. 16, размещённые на стр. 61 и 63. Обращает на себя внимание тот факт, что диссертант сравнивает  между собой более двух групп. Однако в тексте диссертации ничего не сообщается о том, как решалась проблема множественных сравнений.  Далее, обратим внимание на последнюю строку в этих таблицах. В них диссертант приводит средние значения и ошибки средних, показателя, названного «вероятность ошибки». Отметим, что значения этого показателя во всех группах сравнения более единицы. Интересно, знает ли сам диссертант, Гурьянова Наталья Олеговна, и её научный руководитель Михайлуц Анатолий Павлович, доктор медицинских наук, профессор, заведующий кафедрой гигиены труда и гигиены питания КемГМА, лауреат премии «За особый вклад в социально-экономическое развитие Кузбасса» в номинации «За вклад в улучшение экологии Кузбасса», о том, что такая величина, как вероятность, принимает значения не более единицы?

            Поскольку диссертант утверждает, что для оценки различий использовала критерий Стьюдента, то вполне логичен вопрос о правомерности использования этого критерия для всех признаков. Из текста диссертации ясно, что диссертант не проверял нормальность распределения анализируемых признаков в группах сравнения, как и равенство дисперсий. Из чего можно сделать заключение о том, что сформулированные в диссертации выводы в большинстве случаев являются сомнительными.

            На стр. 39 диссертант сообщает следующее: «Для нахождения степени подобия между собой периодов смены по совокупности 9 физиологических показателей использовался кластерный анализ [28].» Результаты использования кластерного анализа диссертант приводит на стр. 64. «Кластерным анализом установлено, что по совокупности 9 физиологических показателей (внимание, ассоциативное мышление, кратковременная память, артериальное давление, ЧСС, функция внешнего дыхания, кинестетическая чувствительность) изученных в динамике 8 и 12 часовых дневных смен, наблюдения разделились на три группы (рис. 3).» Ниже приведён рис. 3 со стр. 66. Каковы же  объективность и важность данного результата? Попытаемся оценить их. Одно из основополагающих понятий кластерного анализа – метрика. (http://www.biometrica.tomsk.ru/cluster.htm ) Данный термин означает алгоритм оценки расстояния между кластеризуемыми объектами. К примеру, достаточно популярной метрикой является евклидово расстояние. В пакете программ «STATISTICA 5.5», который использовал диссертант, есть целый набор этих метрик. Другая опция, устанавливаемая пользователем, это правило объединения, агломерации объёктов. И здесь пользователю предоставляется немало вариантов выбора. В зависимости от того, какую комбинацию метрики и  правила объединения выберет пользователь, будет получен тот или иной результат. В диссертации нет никакой информации о выборе этих важнейших параметров кластерного анализа. Другая не менее важная проблема при выполнении кластерного анализа заключается в разномасштабности используемых при этом признаков. Из табл. 15-16 на стр. 61 и 63 мы видим, что, например, признак «Внимание (прямой поиск)» имеет значения, выражаемые двузначными числами (49,2 – 69,2). Тогда как признак «Память (кол-во допущенных ошибок)»  выражается значениями менее 10 (2,2 – 2,7). А у признака «Систолическое давление, мм рт ст» значения выражаются трёхзначными числами (119 – 123,5). Из этого следует, что при оценке расстояний между объектами будет доминировать признак,  имеющий большие значения. Тогда как признаки с одной цифрой до десятичной запятой, практически никакого вклада в результат кластеризации вносить не будут. Из чего можно сделать вывод, что приведённая диссертантом на рис. 3 дендрограмма кластеризации в основном выражает динамику изменения признака «Систолическое артериальное давление». Данная дендрограмма представляет собой один из множества различающихся вариантов кластеризации, которые могут быть получены для разных комбинаций выбора метрики и правила объединения. Увы, диссертант, как и научный руководитель, видимо не подозревают об этом. И поэтому в диссертации ничего не сообщается ни об этих деталях анализа, ни о том, на основании чего были отданы предпочтения неким конкретным комбинациям.

 

В следующей диссертации автор утверждает, что предпочтение критерию Стьюдента было не случайным, а явилось результатом осознанного выбора. Вот выходные данные этой работы. Заруцкая Н.В. Оптимизация тактики применения миниинвазивных способов декомпрессии билиарного тракта при желчнокаменной болезни, осложнённой механической желтухой. Специальность 14.00.27 –  хирургия. Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Научный руководитель: доктор медицинских наук, проректор по НИР и ЛР КемГМА, профессор Подолужный Валерий Иванович. Кемерово – 2008.  

На титульном листе диссертации автор указывает место выполнения своего исследования следующим образом:

 

 

 

 

А на стр. 20 диссертант приводит табл. 1 и 2. Вот как выглядит табл. 1:

 

 

 

 

 

Обратим внимание на то, что в названиях обеих таблиц диссертант пишет слово «Бальная», тогда как в самой таблице использует слово «балл». Обратимся к орфографическому словарю или к Яндекс-словарю. Вот как трактуются слова «бальный» и «балльный»:

Полагаю, что комментарии здесь излишни…

А вот каким образом диссертант описывает статистические аспекты своего исследования:

Из этого утверждения следует, что t-критерий Стьюдента был использован диссертантом не случайно, а в результате выбора, «с учётом поставленных задач», а также «в соответствии с исследуемыми признаками выборок». Можно предположить, что определённый вклад в этот выбор внёс и научный руководитель – проректор по НИР и ЛР КемГМА, доктор медицинских наук, профессор Подолужный Валерий Иванович. Последнее утверждение следует понимать так, что диссертант проверил во всех группах сравнения нормальность распределения признаков, а также проверил равенство дисперсий в этих группах. И, «О радость! Я знал, я чувствовал заране …», во всех проверках получил положительный результат: нормальность распределения имеется, равенство дисперсий также имеется. И уже далее, с одобрения научного руководителя и без тени сомнения в корректности использования критерия Стьюдента, стал его применять. Правда, почему-то диссертант ничего не сообщает в тексте диссертации о том, какими конкретно статистическими критериями он проверял нормальность распределения и равенство дисперсий. Если учесть, что нормальное распределение, как и равенство дисперсий, встречается в биомедицинских признаках примерно в 20-25% случаев, а то и меньше, то вероятность одновременного выполнения двух этих условий порядка 4-5%. И значит, примерно такова может быть доля корректно полученных при этом выводов.

В тексте диссертации приведено много таблиц, из которых следует, что имелось более двух групп сравнения. Так на стр. 59 размещена табл. 8, которая приводится здесь. Как уже догадался читатель, мы вновь имеем дело с проблемой множественных сравнений. Однако в отличие от читателя, сам автор ничего об этой проблеме не подозревает, как, видимо, и его научный руководитель – проректор по НИР и ЛР КемГМА,  заместитель председателя диссертационного совета Д 208.035.02 по защите диссертаций на соискание учёной степени доктора и кандидата медицинских наук по специальностям: 14.01.05 - кардиология (медицинские науки); 14.03.03 - патологическая физиология (медицинские науки); 14.01.17 - хирургия (медицинские науки), доктор медицинских наук, профессор Подолужный Валерий Иванович.

Такой же осознанный выбор критерия Стьюдента был произведён и в диссертации Грекова Д.Н. Селективная проксимальная ваготомия методом химической денервации в лечении больных с перфоративными пилородуоденальными язвами. Специальность 14.00.27 – хирургия. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор, проректор по НИР и ЛР КемГМА, Подолужный Валерий Иванович. Кемерово – 2006. Цитируем раздел 2.5 «Статистическая обработка полученных результатов (стр. 51): «Количественные показатели, полученные в ходе исследований, обработаны методом вариационной статистики. Результаты исследования представлены в виде среднего значения (М) и ошибки средней (m) изученных показателей. При нормальном распределении (по критерию Колмогорова-Смирнова) достоверность различий показателей между группами определяли с помощью t-критерия Стьюдента. Этот статистический критерий выбран с учётом поставленных задач и в соответствии с исследуемыми признаками выборок. Уровень значимости t-критерия (вероятность альфа-ошибки) рассчитывался на персональном компьютере с помощью программ «Statistica» 6.0 фирмы «Statsoft, Inc» и «Biostatistics 4.03» Стентона А. Гланца. Различие между группами считалось достоверным при р <0,05». Из этого описания, как и описания в предыдущей диссертации, также следует, что во всех группах сравнения для всех признаков наблюдалось нормальное распределение. И, конечно же, во всех группах сравнения дисперсии также всегда были равны! Как видим, диссертанты разные, а руководитель один и тот же. И судя по содержанию диссертации, всегда выполняются условия корректности использования критерия Стьюдента. Надо полагать, это не случайно. Видимо либо диссертант, либо научный руководитель, обладают неким магическим даром, который приводит все признаки к нормальному распределению, а все дисперсии делает равными.

 

Перейдём к следующей диссертации. Казанин Константин Сергеевич. Хирургическое лечение переломов плюсневых костей  (клинико-экспериментальное исследование). Специальность 14.00.27  –  хирургия, 14.00.22 – травматология и ортопедия. Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Научный руководитель: Ардашев Игорь Петрович, доктор медицинских наук, профессор, заведующий кафедрой травматологии, ортопедии и ВПХ КемГМА. Кемерово – 2006. Приведём фрагменты диссертации, в которых автор описывает статистические аспекты исследования.

 

Итак, из описания Константина Сергеевича Казанина следует, что 6 признаков (см. табл. 6) имели значения в баллах. Величина баллов изменялась в интервале от 2 до 4. Уже из этого следует, что использование среднего балла является некорректным. Далее диссертант упоминает об использовании пакета «Statistica 6.0».

Хотя уже на следующей странице 47 пишет следующее: «Расчёты производились в статистической программе Statistica 5.5». Видимо, версия 6 его чем-то не удовлетворила, и он обратился к версии 5.5.

На стр. 46 под табл. 6 диссертант пишет: «Данные представлены в виде M ± m (среднее  ± стандартная ошибка) …».  Обратимся к книге известного специалиста по прикладной статистике, профессора  А.И. Орлова «Эконометрика» (Учебник. М.: Издательство "Экзамен", 2002.) «В настоящее время распространены экспертные, маркетинговые, квалиметрические, социологические и иные опросы, в которых опрашиваемых просят выставить баллы объектам, изделиям, технологическим процессам, предприятиям, проектам, заявкам на выполнение научно-исследовательских работ, идеям, проблемам, программам, политикам и т.п., а затем рассчитывают средние баллы и рассматривают их как интегральные  оценки, выставленные коллективом опрошенных.  Какими формулами пользоваться для вычисления средних величин? Ведь разных видов средних величин, как мы знаем, очень много (см. главу 3). Обычно в старых или устаревших литературных источниках рекомендуют применять среднее арифметическое. Однако эта устоявшаяся рекомендация противоречит теории измерений. Уже более 25 лет известно, что такой способ некорректен, поскольку баллы обычно измерены в порядковой шкале. Обоснованным является использование медиан в качестве средних баллов.»  Таким образом, использование средних баллов и дальнейшее их сравнивание с помощью упомянутых статистических критериев, является некорректным.

В тексте диссертации и в примечаниях к таблицам есть много выражений вида «р < 0,01». Однако нигде не указано, в каких случаях применялся конкретный критерий: Стьюдента,Фишера или χ2.

   Приведём пример со стр. 87:

 

На основании какого конкретного статистического критерия делается такое заключение?  Неизвестно. Поэтому можно предположить, что упоминание о трёх статистических критериях является камуфляжным мемом (http://www.biometrica.tomsk.ru/lis/index21.htm ), призванным просто придать «научный вес» выводам в данной диссертации. Очевидно, что часть вклада в эту неясность ложится и на научного руководителя диссертанта – Ардашева Игоря Петровича, доктора медицинских наук, профессора, заведующего кафедрой травматологии, ортопедии и ВПХ КемГМА.  Если обратиться на сайт Сетевой энциклопедии «Учёные России», то по адресу http://www.famous-scientists.ru/school/144 , вот что прочитаем об этой диссертации и научном руководителе этой диссертации.

В этой информации удивление вызывают два аспекта. Во-первых, многовековой научный стаж научного руководителя. А во-вторых, то, что диссертация Казанина Константина Сергеевича «Хирургическое лечение переломов плюсневых костей  (клинико-экспериментальное исследование)», специальность 14.00.27  –  хирургия, 14.00.22 – травматология и ортопедия, из кандидатской превратилась в докторскую. Конечно, такое превращение можно только приветствовать. Изредка такое бывает. Защищает диссертант кандидатскую, а диссертационный совет принимает решение поднять её статус до докторской. Правда этим самым повышается и статус обнаруженных в диссертации ошибок.

            С правилами предоставления информации на сайт «Учёные России» читатели могут познакомиться по адресу http://www.famous-scientists.ru/rules/

 

Рассмотрим следующую диссертацию. Кострова Т.О. Патогенетическая значимость нарушений баланса цитокинов и эффективность их коррекции у лиц с хроническими неспецифическими заболеваниями лёгких. Специальность 14.00.16 – патологическая физиология. Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Научный руководитель доктор медицинских наук, профессор Г.В. Лисаченко. Кемерово – 2007.  Ведущая организация: Государственное образовательное учреждение высшего профессионального образования «Сибирский государственный медицинский университет Федерального агентства по здравоохранению и социальному развитию», г. Томск.  Описание статистики в данной диссертации является примером того, как автор, стараясь подробнее описать статистические аспекты своего исследования, фактически  демонстрирует свою безграмотность и несостоятельность в этих вопросах. На стр. 62 Татьяна Олеговна Кострова пишет следующее:

Как утверждает диссертант, для каждой выборки оценивали вид распределения. При этом диссертант утаивает, как производились такие оценки и с какой целью. В тексте диссертации ничего не говорится ни результатах таких оценок, ни о том, какие же конкретные виды распределений были обнаружены диссертантом при этом. Уже один этот факт вызывает большие сомнения в истинности этого утверждения.

Проанализируем третий абзац приведённого выше фрагмента: «Оценку достоверности средних величин проводили с использованием коэффициента (t), где t – принималось равным 1,96 (р=0,05), который сравнивался со стандартными критическими значениями оценочных таблиц (по Стьюденту)». На стр. 64 диссертант приводит таблицу 6 со средними значениями показателей клеточного иммунитета (лейкоциты, лимфоциты  и т.д.) для 5 сравниваемых групп.

Спрашивается, каким образом можно произвести «Оценку достоверности» с использованием коэффициента (t), например, для средней величины лейкоцитов в группе «Здоровые» равной 7,5? И что такое «достоверность средней величины»? Зачем нужно сравнивать величину 1,96 «со стандартными критическими значениями оценочных таблиц (по Стьюденту)»? И почему именно величину 1,96? Если речь идёт о квантиле распределения Стьюдента, то эта величина не обязательно равна 1,96. И эти вопросы тем более обоснованны, что на стр. 63 диссертант сообщает следующее:

Т.е. диссертант не вручную вычислял значения t-критерия Стьюдента, а использовал для этой цели пакет «Statistica 6.0». А, как известно всем, кто работал с этим пакетом, в нём вместе с величиной t-критерия Стьюдента автоматически вычисляется и величина достигнутого уровня значимости, обозначаемая обычно как «р». Т.е. нет никакой необходимости сравнивать критерий Стьюдента с «критическими значениями оценочных таблиц», т.е. с величиной 1,96! Интересно, знают ли об этом научный руководитель диссертанта, доктор медицинских наук, профессор кафедры патологической физиологии ГОУ ВПО КемГМА, Лисаченко Геннадий Васильевич, сам диссертант – Татьяна Олеговна Кострова, и официальные оппоненты – доктор медицинских наук, профессор, ФГУ «Новокузнецкий научно-практический центр медико-социальной экспертизы и реабилитации инвалидов Росздрава» Золоев Георгий Кимович, доктор медицинских наук, профессор Омской государственной медицинской академии Росздрава Долгих Владимир Терентьевич?

Далее на стр. 63 диссертант пишет: «Для выявления различий между совокупностями использовался критерий Стьюдента (t)». Однако в тексте диссертации ничего не сообщается о проверке правомерности использования этого критерия. Т.е. о проверке нормальности распределения во всех сравниваемых группах, и о проверке равенства дисперсий. Знают ли о необходимости такой проверки научный руководитель диссертанта, доктор медицинских наук, профессор кафедры патологической физиологии ГОУ ВПО КемГМА, Лисаченко Геннадий Васильевич, сам диссертант – Татьяна Олеговна Кострова, и официальные оппоненты – доктор медицинских наук, профессор, ФГУ «Новокузнецкий научно-практический центр медико-социальной экспертизы и реабилитации инвалидов Росздрава» Золоев Георгий Кимович, доктор медицинских наук, профессор Омской государственной медицинской академии Росздрава Долгих Владимир Терентьевич?

            Как в табл. 6, так и во многих других таблицах этой диссертации сравниваются более двух групп пациентов. В связи с этим возникает вопрос о том, как диссертант учитывал проблему множественных сравнений? Если, конечно, диссертант, его научный руководитель и официальные оппоненты знают о существовании такой проблемы. Поскольку в тексте диссертации ничего не говорится об этом, то вероятнее всего участники данного исследования никак не учитывали эту проблему.

            Принимая во внимание перечисленные выше аргументы, можно утверждать, что очень многие выводы этого исследования, сформулированные на основе использования статистического анализа, являются крайне сомнительными. По этой причине можно лишь посочувствовать тем пациентам, которых буду лечить с использованием сформулированных в этой диссертации положений. Если конечно будут их использовать. Ведь не секрет, что очень часто далеко не всё, что пишут в диссертациях, на самом деле в дальнейшем используют в практическом здравоохранении. Именно поэтому в Актах  внедрения, размещаемых в приложениях к диссертациям, пишут скромные формулировки о том, что результаты исследования внедрены в учебный процесс. А это, как известно, еще не лечение больных пациентов.

   Автор очередной диссертации Кузнецова Ольга Викторовна. Общие закономерности изменений липопероксидационного статуса и формирование бронхообструктивной патологии при воздействии ксенобиотиков химического производства. Специальность 14.00.16 –  патологическая физиология, 14.00.05 – внутренние болезни. Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Научные руководители: ученый секретарь диссертационного совета Д 208.035.02 КемГМА, доктор медицинских наук, профессор Разумов Александр Сергеевич; кандидат медицинских наук Е.А. Вострикова. Кемерово – 2005. На стр. 47диссертант пишет: «… достоверность различий показателей анализировалась с помощью t-критерия Стьюдента после проверки на нормальность распределения». Автор не сообщает, каким образом проверялась гипотеза нормальности, и как проводились сравнения групп, когда гипотеза нормальности не принималась. Фактически автор неявно утверждает, что все проверки нормальности распределения подтвердили эту нормальность. Ничего не сообщается и о проверке второго условия корректности использования критерия Стьюдента – равенства дисперсий. Во многих таблицах диссертации приводятся таблицы, из которых следует, что сравнение с помощью критерия Стьюдента производилось более чем для двух групп. Ниже приведена табл. №6 со стр. 52:

При этом ничего не сообщается о том, каким образом учитывалась проблема множественных сравнений. С учётом рассмотренных выше особенностей данного исследования, можно уверенно считать большинство выводов полученных в результате использования критерия Стьюдента сомнительными.

В заключение рассмотрим несколько статей, в которых авторы также использовали критерий Стьюдента, не обременяя при этом себя проверкой корректности его применения.

Иванова Л.А. Ижевская государственная медицинская академия, г. Ижевск. Стоматологический статус обследованных на фоне дисбиоза полости рта. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск № 2, 2009,  стр. 62-63. «Полученные цифровые данные подвергали математико-статистической обработке по Стьюденту».   На стр. 63 приведена следующая таблица:

Обратим внимание, что признаки индексы «Подшадлей-Халея», «Силнес-Лоу» и «КПИ» являются дискретными,балльными показателями. И уже в силу этого не могут иметь нормального распределения. А значит, и использовать для них критерий Стьюдента неправомерно. Также не имеет смысла вычислять для этих признаков средние значения и ошибки среднего. В работе сравнивались между собой 4 группы пациентов. При этом никак не учитывалась проблема множественных сравнений. Из чего можно сделать заключение о сомнительности практически всех выводов полученных путём некорректного использования критерия Стьюдента.     

Л.А. Леванова, Ю.В. Захарова. Роль экологических нарушений слизистой зева  медицинского персонала в развитии заболеваний верхних дыхательных путей ГОУ ВПО КемГМА (Кемерово). Бюллетень ВСНЦ СО РАМН, 2007, № 3(55) ПРИЛОЖЕНИЕ, стр. 39-42.

Обратим внимание читателей на тот факт, что авторы изучали две группы разного объёма, состоящих из различных пациентов.

Итак, авторы сообщают о том, что использовали «парный критерий Стьюдента».

 

 

 

 

На сайте пакета STATISTICA прочитаем о том, что же такое парный критерии Стьюдента:

Полагаю, читатели уже поняли, что авторы статьи, профессор кафедры микробиологии, вирусологии и иммунологии ГОУ ВПО КемГМА, доктор медицинских наук Людмила Александровна Леванова и Юлия Викторовна Захарова в принципе не могли использовать парный критерий Стьюдента, поскольку имели дело с различными группами, состоящими из различных пациентов. Спрашивается, какой же критерий в действительности был ими использован?

            Не меньшее недоумение вызывает и следующее утверждение авторов: «… в случаях приближения распределения изучаемых показателей к нормальному». Возникают следующие вопросы к этому утверждению. 1. Как авторы оценивали расстояние, на которое «приближалось» распределение? 2. Чему равнялось, и в каких единицах, это расстояние, когда принималось решение о том, что распределение нормальное, и когда – не нормальное? 3. Каким критерием пользовались авторы при сравнении групп, когда отвергалась гипотеза нормальности?

            Если предположить, что авторы в действительности использовали не парный, а двухвыборочный критерий Стьюдента, то как они проверяли второе условие его применимости – равенство дисперсий? И знают ли авторы статьи, Леванова Людмила Александровна  и Захарова Юлия Викторовна, об этом условии?

Следующая статья. Изместьев К.В., Изместьев Валерий Анатольевич. О возбудимости и электрической активности нейронов теменной коры головного мозга кошки в раннем постреанимационном периоде. Медицина в Кузбассе. №4, 2005,  стр. 68-71.  Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово.  Приведём ниже фрагмент этой статьи:

Обратите внимание на следующий факт: в эксперименте использованы 18 контрольных кошек, и 9 экспериментальных (NB!) Ниже мы вернёмся к этой информации.

Процитируем фрагмент раздела «МАТЕРИАЛ И МЕТОДЫ»: «Статистически оценивали достоверность различий величин латентных периодов реакций нервных клеток контрольных и экспериментальных животных в коротколатентных (0-33 мсек), среднелатентных (34-70 мсек) и длиннолатентных (70-100 мсек) группах.»

В этом разделе авторы не указывают, с помощью каких конкретно статистических критериев они оценивали «достоверность различий». Однако в примечании к таблице 1 сообщают: «Р – коэффициент Стьюдента». Итак, оказывается величина «р», которая в приведённой выше таблице 1 принимает такие, например, значения p < 0,009 ; p < 0,014 и т.д. есть не что иное, как коэффициент Стьюдента. Сделав с помощью поисковой системы Яндекс запрос на словосочетание «коэффициент Стьюдента» получим результат – 39 млн. результатов (по состоянию на 03.02.17). Самая первая ссылка из Википедии: https://ru.wikipedia.org/wiki/Квантили_распределения_Стьюдента. В ней сообщается: «Квантили (процентили) распределения Стьюдента (коэффициенты Стьюдента) — числовые характеристики, широко используемые в задачах математической статистики, таких как построение доверительных интервалов и проверка статистических гипотез». Далее на этой странице Википедии приводятся формулы квантиля и таблица значений квантилей для различных степеней свободы и значений вероятности (1 − α). В тексте же статьи авторы путают значения достигнутого уровня статистической значимости и значений квантиля распределения Стьюдента. Из этого можно сделать однозначный вывод о том, что авторы очень смутно представляют, что такое критерий Стьюдента, как и когда он может быть использован, что такое достигнутый уровень значимости критерия и т.д. Как уже писалось выше, одновременно удовлетворяют двум ограничениям на использование этого критерия порядка 4-6%  признаков в группах сравнения.  Из чего можно сделать заключение, что продекларированные в конце статьи авторские выводы достаточно сомнительны, поскольку получены некорректно.

            Анализируя последующие выпуски журнала Медицина в Кузбассе, мы обнаружили в № 4 за 2006 г. ещё одну статью: Изместьев К.В., Изместьев Валерий Анатольевич. Исследование тестированием стимулами из периферических отделов анализаторов влияния остановки кровотока на функцию нервных клеток теменной коры кошек в раннем постреанимационном периоде. Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово. В этой статье авторы в разделе «Материал и методы» авторы сообщают:

Как видим, теперь авторы имеют уже другой набор подопытных животных: 10 ишемизированных, и 18 интактных кошек. Вам это ничего не напоминает? Да-да, в предыдущей статье у авторов был похожий, но всё же отличный набор животных: в сумме было 27 кошек вместо 28 нынешних. Приведём следующий фрагмент статьи:

Т.е. теперь авторы вместо «коэффициента Стьюдента» использовали «тест Уилкоксона».  Что вполне объяснимо, поскольку за год прошедший с момента публикации предыдущей статьи, видимо, авторами видимо была освоена «программа SPSS-11» (что можно только приветствовать), и они узнали о существовании теста (критерия) Уилкоксона. Обратимся к результатам этого исследования, также представленным в таблице 1. Для удобства визуального восприятия, поместим таблицы из этих двух статей рядом:

Изместьев К.В., Изместьев Валерий Анатольевич. О возбудимости и электрической активности нейронов теменной коры головного мозга кошки в раннем постреанимационном периоде. Медицина в Кузбассе. №4, 2005,  стр. 68-71.  Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово. 

Изместьев К.В., Изместьев Валерий Анатольевич. Исследование тестированием стимулами из периферических отделов анализаторов влияния остановки кровотока на функцию нервных клеток теменной коры кошек в раннем постреанимационном периоде. Медицина в Кузбассе. № 4,  2006, стр. 19-21. Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово.

Полагаю, что читатели уже обратили внимание на то, что в таблице из более поздней статьи числа стоящие после знака ± отличаются от аналогичных чисел из более ранней статьи только отсутствием сотых долей, и округление до первого десятичного знака. Например, вместо 2,64 приведено значение 2,6, а вместо 2,92 приведено 2,9, вместо 2,35 приведено 2,4 и т.д. И это при том, что объёмы наблюдений в одной из групп сравнения отличались. Такое совпадение наводит на определённые размышления. Ещё больше оснований для таких размышлений вызывает факт полного совпадения выражений вида «< 0,009» и т.д. Если учесть, что в первой статье авторы использовали «коэффициент Стьюдента», а во второй статье «тест Уилкоксона», такое дополнительное совпадение чисел говорит о многом. Полагаю, читатели уже догадались, о чём именно. Возможно, что это не последняя подобная статья, и впереди нас ожидает целый сериал, подобный «Рабыне Изауре», и в каждой из последующих серий-статей число кошек будет постоянно увеличиваться на 1. При этом средние значения и ошибки средних, как и достигнутые уровни значимости, будут оставаться прежними, даже при изменении объёмов выборок и смене статистических критериев сравнения…

            Следующая статья и тоже с критерием Стьюдента. Особенности вегетативной регуляции сердечного ритма у пациентов с желчнокаменной болезнью до и после холецистэктомии.  Медицина в Кузбассе. №3, 2009,  стр. 28-31. Авторы: Дидковская Наталья Ивановна, врач высшей категории, зам. гл. врача по клинико-экспертной работе МУЗ МСЧ № 17 «Строитель», г. Кемерово; Разумов Александр Сергеевич, доктор мед. наук, профессор, зав. кафедрой биохимии ГОУ ВПО «КемГМА Росздрава», г. Кемерово; Плотникова Екатерина Юрьевна, канд. мед. наук, старший научный сотрудник ЦНИЛ ГОУ ВПО «КемГМА Росздрава», г. Кемерово. Цитируем: «Полученные результаты обрабатывались при помощи разработанной нами оригинальной программы «CORVEG» – программа для ЭВМ «CORVEG», свидетельство об официальной регистрации № 200061883 от 8 сентября 2000 г. Российского Агентства по патентам и товарным знакам. От каждого пациента было получено информированное согласие на участие в исследовании. Оценивалась достоверность различий абсолютных и относительных показателей с использованием коэффициента t-Стьюдента для трех уровней значимости – 5 %, 1 %, 0,1 %.»  Ссылка на малоизвестную программу «CORVEG» встречается неоднократно. Однако неясно, почему авторы остановились лишь на трёх уровнях значимости? И далее, проводилась ли авторами проверка условий допустимости использования критерия Стьюдента? Вопросы, на которые в тексте статьи ответов нет… 

 

В таблице представлен перечень признаков, для которых авторы проводили процедуру сравнения групповых средних.  Как видим, таких групп 3. Неизвестно, проводилась ли авторами проверка множественных сравнений? Если проанализировать данные этой таблицы, то невозможно ответить на очень важный вопрос: какие из этих признаков в наибольшей мере различаются в группах сравнения, а какие – в наименьшей мере. Т.е. нет возможности проранжировать эти признаки по их информативности с точки зрения различий трёх групп сравнения. Эта невозможность есть следствие «плоского», одномерного похода к анализу данных. При таком подходе авторы расчленяют все признаки между собой и интересуются только средними значениями по группам. В результате этого остаётся проигнорированной важнейшая информация о взаимных связях между анализируемыми признаками.  Для того чтобы эту информацию учесть, и получить гораздо более глубокие выводы, нежели представленные в этой статье, необходимо использовать так называемые многомерные методы анализа. В данном конкретном случае это могли быть такие виды анализа, как непараметрический дискриминантный анализ, мультивариантная логистическая регрессия, анализ деревьев решений, каноническая корреляция, факторный анализ и т.д.

         Серебренникова В.В., Баранов А.И., Лукашевич Г.Г. Опыт лечения паховых грыж в амбулаторных условиях из минидоступа. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск №10, 2009, стр. 64-68. Цитируем: «Достоверность различий между выборками оценивали при помощи критерия t (Стьюдента), критерия хи-квадрат».  Итак, авторы статьи сообщают: «Все больные были разделены на две группы: 1 группа – 58 больных, оперированных по разработанному авторами способу с использованием минидоступа в условиях центра амбулаторной хирургии МЛПУ ГКБ № 2;  2 группа – 49 пациентов, оперированных по способу Лихтенштейна в хирургическом отделении стационара МЛПУ ГКБ № 1». В таблицах 2  и 3 авторы приводят средние значения длины операционного доступа (см) и среднюю продолжительность операции (мин) для обеих групп сравнения. Такие значения приводятся для разных видов грыжи. Так, при использовании нового, разработанного авторами метода (основная группа), средняя выборочная (вычисленная по выборке) длина операционного доступа составляла 3,4 см. А в контрольной группе – 8,4 см. Для того, чтобы утверждать, что в основной группе средняя выборочная длина операционного доступа меньше средней длины операционного доступа в контрольной группе, не требуется никаких статистических процедур. Достаточно знаний в объёме начальной школы, чтобы утверждать: 3,4 < 8,4. Вывод же, который может быть получен с помощью критерия Стьюдента, носит совершенно иную природу, и относится не к этим двум выборкам. Хотя сам вывод и использует числовые данные этих выборок. Различие этих двух подходов как раз и составляют основу теории статистических гипотез. Фактически авторов продемонстрировали полное непонимание ими основного понятия статистики – что за гипотезу они проверяют с помощью критерия Стьюдента. Это и есть результат позиции «…прослушивать теоретический курс – это слишком расточительно…».Добавим к этому, что авторы также не проверили ограничения на возможность использования критерия Стьюдента.

 

В.И. Подолужный, В.В. Павленко, О.А. Краснов, М.С. Котов, С.Б. Старченков. Результаты девятилетнего применения полипропиленовых сетчатых эксплантатов в хирургии грыж живота. Медицина в Кузбассе. №1, 2006,  стр. 31-34. МУЗ Городская клиническая больница № 3 им. М.А. Подгорбунского, Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово.  Цитируем: «Достоверность различий между группами определяли по критерию Стьюдента при уровне значимости р < 0,05. Все расчеты осуществлены с использованием стандартных программных пакетов Еxcel, Word». Читатель, вас ничего не смутило? Да, конечно, смущает именно эта фраза: «Все расчеты осуществлены с использованием стандартных программных пакетов Еxcel, Word». Учитывая, что первым в списке авторов находится доктор медицинских наук, проректор по НИР и ЛР КемГМА, профессор Подолужный Валерий Иванович, можно предположить, что именно он, не удовлетворившись скромными возможностями пакета Еxcel, разработал собственные, оригинальные процедуры, позволяющие производить необходимые статистические расчёты в пакете Word. И поскольку в пакете Excel отсутствует встроенная функция проверки нормальности распределения при использовании критерия Стьюдента, то, надо полагать, что именно в пакете Word и была осуществлена эта проверка. К большому сожалению, авторы не поделились с читателями этим ноу-хау… «ТАЙНА СИЯ ВЕЛИКА ЕСТЬ…»

Насколько доказательны выводы полученные авторами с использованием статистических процедур, предлагаю оценить самим читателям.

    Как известно, оригинальные подходы к решению нетривиальных задач, нередко находят последователей. После того, как в 2006 г. проректор по НИР и ЛР КемГМА,  доктор медицинских наук, профессор Подолужный Валерий Иванович со товарищи, использовал пакет Word для производства статистических расчётов, через 3 года, в 2009 г. уже другие авторы вслед за ними повторили тот же эксперимент. Надо полагать, что за эти 3 года данное ноу-хау уже стало понемногу известно в среде кузбасских медиков. Итак, обратимся к статье «Особенности показателей неспецифической резистентности организма при гипохромных анемиях», авторы: Трушина Л.А., Клочкова-Абельянц С.А., Суржикова Г.С., Дорофеевская Л.С.; журнал «Медицина в Кузбассе», спецвыпуск №10, 2009, стр.  81-83. Цитируем: «Результаты исследований обрабатывали методом вариационной статистики, для оценки достоверности результатов исследований использовали t-критерий Стьюдента. Все математические операции проведены на персональном компьютере Intel Pentium 4 с использованием программных пакетов «MS EXCEL», «MS-WORD».

               По адресу http://bigmeden.ru/article/Вариационная_Статистика в  разделе «Вариационная статистика» Большой Медицинской Энциклопедии, прочитаем следующее: «ВАРИАЦИОННАЯ СТАТИСТИКА, термин, объединяющий группу приёмов статистического анализа, применяющихся преимущественно в естественных науках». Иными словами, вариационная статистика объединяет группу приёмов, методов, а не представляет собой один единственный метод. Относительно Intel Pentium 4. Авторы утверждают, что это название персонального компьютера. Тогда как в действительности это название лишь одной из компонент компьютера (хотя и основной) – центрального процессора. С этой информацией знакомятся старшеклассники на уроках информатики. С тем же основанием авторы статьи могли привести подробный перечень и всех остальных компонент своего компьютера. Например, материнской платы, оперативной памяти, жёсткого диска, монитора, компьютерной мыши, коврика для мыши и т.д. Зададимся вопросом, насколько важен тот факт, что авторы называют компьютер по названию  процессора (микросхемы)? О чём говорит этот факт? Полагаю, он свидетельствует об общем уровне подготовки и знания авторов в области элементарных сведений медицинской информатики.

               Далее, авторы утверждают, что они проводили все математические операции в двух пакетах. С пакетом MS EXCEL всё ясно, в нём действительно можно выполнять достаточно большой набор математических операций, включая и отдельные статистические процедуры. Хотя выполнение отдельных, очень нужных процедур, в нём не предусмотрено. Например, нет встроенной функции проверки нормальности распределения. Относительно же выполнения математических операций в пакете MS-WORD непонятно. Какие конкретно операции невозможно было выполнить в пакете MS EXCEL, вследствие чего авторы ВЫНУЖДЕНЫ были производить их в текстовом редакторе MS-WORD? Авторы скромно об этом умалчивают, видимо следуя авторам предыдущей статьи. Можно предположить, что в программе MS-WORD авторы проверяли именно нормальность распределения, которая является необходимым условием при использовании критерия Стьюдента. В таблице на стр. 82  авторами представлены результаты сравнения групповых средних. При этом число групп сравнения равно 4. Неясно, учитывалась ли авторами проблема множественных сравнений?

         Заключение о степени доказательности выводов, полученных авторами статьи на основе обработки собранных данных «методом вариационной статистики», на «персональном компьютере Intel Pentium 4 с использованием программных пакетов «MS EXCEL», «MS-WORD», предлагаю сделать самим читателям.

         Яковлева Н.В. Значение органосохраняющего подхода в лечении пациенток с внематочной беременностью. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск № 4, 2009, стр.  106-109. Федеральное государственное лечебно-профилактическое учреждение «Научно-клинический центр охраны здоровья шахтеров», г. Ленинск-Кузнецкий, Россия. 

Знайте, уважаемые читатели, что город Ленинск-Кузнецкий находится не в Сомали или Нигерии, а в России! Конечно, это очень важно для оценки читателями качества исследования, и, главное, как патриотично… А теперь прочитаем, что, столь же важное, но менее патриотичное, сообщили читателям авторы публикации об использованных ими статистических методах:  «Статистическую обработку результатов исследования проводили с использованием методов вариационной статистики». Каких? Увы, видимо автор статьи, Яковлева Н.В., сочла непатриотичным приводить описание использованных статистических критериев, поскольку большинство из них разработаны зарубежными учёными...

               Следующая статья.  Н.С. Вернекина. Спектр клинической активности лазерных технологий при лечении больных депрессивными расстройствами. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск №3, 2003,  стр. 81-84. ГНЦ социальной и судебной психиатрии им. В.П. Сербского, г. Москва.  (Sic! Даже из первопрестольной авторы печатаются в журнале! Знать, высоко котируется журнал! А может в нём проще опубликовать статью, чем в московских журналах?) Цитируем: «Анализ результатов исследования проводился с использованием статистических методов (критерий Стьюдента, корреляционный анализ) и компьютерной программы «Statistic». … Динамика клинико-психопатологических показателей оценивалась общепринятым методом и по результатам, полученным с помощью психометрических шкал.» 

               Увы, и в Москве, в т.ч. и в ГНЦ социальной и судебной психиатрии им. В.П. Сербского, название пакета STATISTICA тоже умеют писать с ошибками. Также, как и в г. Кемерово эти ошибки умеют не замечать… Что же видно из описания статистических аспектов исследования? Автор использовал  психометрические шкалы, которые, как известно,  являются дискретными. И значит, никоим образом не могут иметь нормального распределения, столь необходимого для применения критерия Стьюдента. Но об этом не знают, как в Москве, в ГНЦ социальной и судебной психиатрии им. В.П. Сербского, так и в редколлегии журнала «Медицина в Кузбассе».

Ооржак Орлан Валерийович. Видеолапароскопическая комбинированная ваготомия больных с перфоративными пилородуоденальными язвами. Специальность 14.00.27 –  хирургия, патологическая физиология, 14.00.16 – Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Научный руководитель: проректор по НИР и ЛР КемГМА, доктор медицинских наук, профессор Подолужный Валерий Иванович. Кемерово – 2006.

На стр. 68 диссертант сообщает о том, что использовал t-критерий Стьюдента, при нормальном распределении. Для проверки нормальности, сообщает диссертант, был использован критерий Колмогорова-Смирнова. В этой связи уместно задаться вопросом: неужели все проверки по критерию Колмогорова-Смирнова подтвердили нормальность распределения ВО ВСЕХ ГРУППАХ СРАВНЕНИЯ? Как вы помните, аналогичные ситуации наблюдались и в двух других диссертациях, выполненных под руководством профессора Подолужного В.И. А именно в диссертациях Грекова Д.Н. и Заруцкой Н.В. Читатель, вы не находите, что это уже из области научной фантастики, или научной подтасовки? Выше мы уже писали о том, что в реальности нормальное распределение встречается достаточно редко. А случаи, когда одновременно выполняются оба условия корректного применения критерия Стьюдента, вообще единицы процентов. Увы, судя по всему, об этих нюансах неизвестно ни самому диссертанту, ни его научному руководителю – проректору по НИР и ЛР КемГМА, доктору медицинских наук, профессору Подолужному Валерию Ивановичу.  

            В тексте диссертации встречаются таблицы, из которых следует, что критерий Стьюдента использовался для сравнения более чем 2 групп. Однако ничего не сообщается о том, как решалась проблема множественных сравнений. Из всего написанного выше можно сделать вывод о том, что надёжность выводов, полученных диссертантом на основе использования критерия Стьюдента весьма сомнительна.

И.Б. Майборода, И.Д. Евтушенко, А.А. Перепелкина. Опыт применения продукта мараловодства у пациенток с климактерическими расстройствами. Мать и Дитя в Кузбассе №4(23) 2005, с. 24-27. Сибирский государственный медицинский университет, г. Томск. В работе сообщается о том, что для сравнения двух групп был использован критерий Стьюдента. Однако этот критерий был использован для балльных признаков, что некорректно, т.к. дискретные, балльные признаки по своей природе не могут иметь нормального распределения.

Рассмотрим статью «Медикаментозное воздействие на ренин-ангиотензин-альдостероновую систему, электролитный обмен и секрецию кортизола у детей и подростков с артериальной гипертензией», авторы: Ж.В. Нефедова, М.К. Соболева, журнал «Мать и Дитя в Кузбассе» №2 (25) 2006,  стр. 35-38.  Приведём фрагмент раздела «МАТЕРИАЛЫ И МЕТОДЫ ИССЛЕДОВАНИЯ» со стр. 36:

Отметим, что в статье не сообщается о проверке условий корректности использования данного критерия. Далее, в тексте статьи приводятся таблицы, из которых ясно, что проводилось сравнение более 2 групп. Однако ничего не сообщается о том, как решалась проблема множественных сравнений.

И, наконец, последнее. Авторы сообщают, что для определения коэффициента корреляции использовали способ квадратов Пирсона. Однако ничего не сообщают о том, что это за метод, и почему он был необходим в данном исследовании. Наши поиски этого метода в интернете и в литературе успехом не увенчались. Впрочем, не исключено, что ранее такой метод и существовал, но использовался для вычисления коэффициента корреляции вручную. И в силу этого в наше время стал анахронизмом. Например, в книге А.М. Длин. Математическая статистика в технике. М.: Изд-во «Советская наука», 1958. – 466 с. на стр. 223-224 описан подобный метод ручных вычислений. Он заключается в дискретизации двух измеренных количественных переменных, в результате чего двумерная диаграмма рассеяния превращается в набор вытянутых в виде корреляционного эллипса клеток. В итоге получается некий аналог таблицы сопряжённости. И далее путём трудоёмких ручных вычислений можно было приближённо оценить величину коэффициента корреляции Пирсона. Но всё это было приемлемо в первой половине 20 века, когда многие вычисления исследователю приходилось делать вручную. Но не сейчас, в 21 веке, когда есть компьютеры, и есть пакеты EXCEL, STATISTICA, SPSS и т.д.

Поскольку в тексте статьи приводятся многочисленные выражения вида p < 0,05 , то можно предположить, что достигнутые уровни значимости авторы также вычисляли, и не вручную, а вычисляли на компьютере, используя какой-то пакет программ. Отметим, что в автореферате своей диссертации на соискание учёной степени доктора медицинских наук, «Метаболические и нейрофизиологические аспекты артериальной гипертензии у детей и подростков» (специальность 14.00.09 – педиатрия; научные  консультанты: доктор медицинских наук, профессор Соболева М.К., академик РАМН, доктор медицинских наук, профессор Афтанас Л.И.), Жанета Валерьевна Нефедова как раз об этом и пишет на стр. 22: «Обработка полученных результатов проводилась с использованием пакета прикладных программ статистического анализа SPSS, version 10.07, … Также полученные данные анализировали с помощью методов параметрической (t-тест Стьюдента для сопряженных и независимых выборок) и непараметрической (тесты Вилкоксона и Мана-Уитни) статистики с использованием статистического пакета STATISTICA for Windows v.6.0 (StatSoft, USA)». Как и в статье, в автореферате Жанета Валерьевна также приводит аналогичную фразу: «При этом был  использован коэффициент корреляции (r)  по способу квадратов К. Пирсона». И вновь, как и в статье, не даёт при этом никакой ссылки на этот таинственный метод. Изучение документации по упомянутым диссертантом пакетам SPSS и STATISTICA не обнаруживает никакой информации об определении коэффициента корреляции по способу квадратов Пирсона. Впрочем, возможна и другая гипотеза. То, что Жанета Валерьевна называет способом квадратов Пирсона не что иное, как таблицы сопряжённости, в которых вычисляется критерий Хи-квадрат Пирсона. Что же это за таинственный метод, так понравившийся Жанете Валерьевне, и который она упорно скрывает от читателей? «ТАЙНА СИЯ ВЕЛИКА ЕСТЬ…»

Е.Б. Павлинова, Н.Г. Худенко, Т.И. Сафонова. Бронхофонография как новый метод диагностики бронхообструктивного синдрома у детей. Мать и Дитя в Кузбассе №4 (27) 2006,  стр. 29-32. Цитируем: «Достоверность полученных цифровых значений оценивалась с помощью t-критерия Стьюдента». Вдумайтесь, уважаемые читатели, в смысл этого утверждения. К примеру, получили авторы этой статьи для группы детей с клиническими проявлениями бронхиальной астмы в приступном периоде среднее значение акустической работы дыхания равное 1,95 Дж. 1,95 – это «цифровое значение»? В смысле, состоящее из цифр? Конечно! Тогда каким образом, и зачем, для значения 1,95 оценивать «с помощью t-критерия Стьюдента» нечто, называемое «достоверностью»? Что это, авторское косноязычие, или непонимание смысла используемого статистического метода? А отсюда и неумение грамотно сформулировать описание той работы по статистическому анализу, которая выполнялась? Или то и другое вместе? И причём у всех трёх авторов сразу…

Идентичное заблуждение можно обнаружить и в статье «Прогноз воспроизводства населения и репродуктивное здоровье девочек Кузбасса», авторы: Ушакова Галина Александровна, доктор мед. наук, профессор, зав. кафедрой акушерства и гинекологии № 1 ГОУ ВПО «КемГМА Росздрава», г. Кемерово; Николаева Любовь Борисовна, канд. мед. наук, врач акушер-гинеколог отделения патологии беременности родильного дома ГУЗ КОКБ, г. Кемерово; Елгина Светлана Ивановна, канд. мед. наук, доцент кафедры акушерства и гинекологии № 1 ГОУ ВПО «КемГМА Росздрава», г. Кемерово; журнал «Мать и Дитя в Кузбассе» №1 (40) 2010, стр. 19-27.  Цитируем: «Статистическую обработку всех полученных результатов проводили с использованием пакета прикладных программ (ППП) «Statistica for Windows 6.0». Расчет параметров предусматривал определение по каждому признаку средней арифметической (М), средней ошибки средней величины (m), среднеквадратического отклонения (у). Достоверность показателей определена по коэффициенту Стьюдента (t). За критический уровень значимости принято значение р < 0,05.)». Что конкретно означает следующее авторское утверждение: «Достоверность показателей определена по коэффициенту Стьюдента (t)»? Например, в табл. 4 на стр. 22 авторы приводят 99 средних значений основных показателей физического развития девочек 7–17 лет в различные годы исследования. За период 1979–1980 гг. средний рост стоя у 7-летних девочек равен 124,2 см. Это показатель? Конечно. Спрашивается, каким образом с помощью коэффициента Стьюдента проверить «достоверность» этого показателя? Что это, авторское косноязычие, или непонимание смысла используемого статистического метода? А отсюда и неумение грамотно сформулировать описание той работы по статистическому анализу, которая выполнялась? Или то и другое у всех авторов статьи вместе?

 

               Клочкова-Абельянц Сатеник Аршавиловна. Состояние неспецифических факторов защиты организма при железодефицитной анемии.  Медицина в Кузбассе. №4, 2002,  стр. 46-48. Цитируем: «Результаты исследований обрабатывали методом вариационной статистики, с использованием Т-критерия Стьюдента». На стр. 47 представлена таблица, в которой приводятся средние значения 10 показателей вместе с ошибками средних для 3 групп сравнения: контрольная группа (n=25), ЖДА 1 ст. тяжести (n=21) и ЖДА 2 и 3 ст. тяжести (n=21). Согласно примечаниям к этой таблице большинство средних величин этих показателей имеют значимые различия между группами ЖДА 1 ст. тяжести и контрольной, ЖДА 2 и 3 ст. тяжести и контрольной. В частности, утверждается наличие значимого различия для показателя фагоцитарное число Райта между средними значениями контрольной группы и группы ЖДА 1 ст. тяжести. Используя приведённые в таблице на стр. 47 данные, построим двусторонние доверительные интервалы (ДИ) для среднего значения фагоцитарного числа Райта в контрольной группе, и в группе ЖДА 1-й ст. тяжести. При значении n=25 (df=24) имеем величину квантиля t-Стьюдента равную 2,063899. А при значении n=21 (df=20) имеем величину квантиля t-Стьюдента равную 2,085963. Для контрольной группы полуширина ДИ будет равна t*m= 2,063899 * 0,75=1,547924. Вычислим нижнюю и верхнюю границы ДИ признака ФЧ для контрольной группы. Эти значения будут равны: 10,93-1,547924= 9,382076,  и 10,93+1,547924=12,4779. Округлив до второго знака, получаем нижнюю границу ДИ равную 9,38, и верхнюю границу ДИ равную 12,48. Т.е. ДИ для контрольной группы будет иметь границы 9,38÷12,47. Аналогичным образом вычислим границы ДИ для группы ЖДА 1-й ст. тяжести. В этом случае полуширина ДИ будет равна 2,085963*0,62= 1,293297. Соответственно нижняя граница ДИ будет равна 8,69-1,293297=7,396703, а верхняя граница ДИ будет равна 8,69+1,293297= 9,983297. Округлив границы ДИ до второго знака, получаем нижнюю границу равной 7,4, а верхнюю границу равной 9,98. Итак, ДИ имеют следующие границы:  9,38 ÷ 12,48,  и  7,4 ÷ 9,98. Как видим, данные ДИ перекрываются друг с другом, что ставит под сомнение корректность приведённого в статье вывода о различии среднего значения ФЧ между контрольной группой, и группой ЖДА 1-й ст. тяжести. Несложно перепроверить аналогичным образом и остальные утверждения авторов.

         В дополнение отметим, что автор публикации, Клочкова-Абельянц Сатеник Аршавиловна, не привела никаких аргументов по проверке корректности использования критерия Стьюдента в данном исследовании. Т.е. не проверила нормальность распределения во всех 30 группах сравнения, а также равенство всех трёх дисперсий в трёх группах сравнения. Кроме того, никак не учла проблему множественных сравнений.  Исходя из этих аргументов, можно уверенно полагать, что большинство сформулированных в этой статье вывод, базирующихся на результатах использования критерия Стьюдента, являются сомнительными.

               Вавин Г.В., Григорьев Е.В., Разумов А.С., Каменева Е.А., Ли Г.А. Патогенетическое обоснование использования перфторуглеродных соединений в комплексной интенсивной терапии тяжелой сочетанной травмы. Медицина в Кузбассе. №3, 2005,  стр. 12-14. МУЗ Городская клиническая больница № 3 им. М.А. Подгорбунского, Кемеровская  государственная медицинская академия, г. Кемерово, Филиал ГУ НИИ общей реаниматологии РАМН, г. Новокузнецк.  Цитируем: «Статистическая обработка результатов проведена с использованием методов параметрической статистики (критерий Стьюдента и точный критерий Фишера) по программе InStat с учётом гауссовского распределения средних (для определения нормального распределения использовался критерий Колмогорова-Смирнова). Результаты представлены в виде M ± m, где M – выборочное среднее, m – ошибка средней. Критический уровень значимости был принят равным 0,05». Авторы утверждают, что использовали критерий Колмогорова-Смирнова для определения нормальности распределения. Поскольку с их точки зрения, это было необходимо для использования критерия Стьюдента, и точного критерия Фишера. Действительно, критерий Стьюдента имеет такое ограничение. И в данном случае вполне разумно использовать критерия Колмогорова-Смирнова. Однако совершенно непонятно, зачем, и как, критерий Колмогорова-Смирнова авторы использовали перед применением точного критерия Фишера. Процитируем краткое описание точного критерия Фишера с фирменного руководства пакета STATISTICA.

               «Точный критерий Фишера. Этот критерий применим только для таблиц 2x2. Критерий основан на следующем рассуждении. Даны маргинальные частоты в таблице, предположим, что обе табулированные переменные независимы. Зададимся вопросом: какова вероятность получения наблюдаемых в таблице частот, исходя из заданных маргинальных? Оказывается, эта вероятность вычисляется точно подсчетом всех таблиц, которые можно построить, исходя из маргинальных. Таким образом, критерий Фишера вычисляет точную вероятность появления наблюдаемых частот при нулевой гипотезе (отсутствие связи между табулированными переменными). В таблице результатов приводятся как односторонние, так и двусторонние уровни».  (http://www.biometrica.tomsk.ru/statbook/modules/stbasic.html#sfisher ) Как видим, точный критерий Фишера используется для таблиц сопряжённости 2х2. И в проверке нормальности распределения нет никакой необходимости. Более того, при прочтении статьи не обнаруживается никаких признаков использования точного критерия Фишера. Спрашивается, какова же была цель упоминания о точном критерии Фишера? В таблицах 1-2 авторы приводят результаты сравнения двух групп. Однако авторы ничего не сообщают, как они проводили сравнение групповых средних, когда гипотеза нормальности не подтверждалась? Ничего авторы не сообщают и о проверке второго условия применимости критерия Стьюдента – равенства дисперсий. И последнее. Проанализируем выражение «с учётом гауссовского распределения средних (для определения нормального распределения использовался критерий Колмогорова-Смирнова)». Т.е. выходит, что авторы статьи использовали критерий Колмогорова-Смирнова для проверки нормальности распределения средних, а не самих значений переменных. Но в этом нет никакой необходимости!

               Итак, насколько доказательны представленные авторами выводы, основанные на результатах использования критерия Стьюдента? Исходя из приведенной выше информации, можно предположить, что выводы эти весьма сомнительны.

                        Кашталап Василий Васильевич, заведующий лабораторией патофизиологии мультифокального атеросклероза НИИ КПССЗ СО РАМН, Каретникова В.Н., Лермонтова Н.Ю., Павлова В.Ю. Клиническая значимость показателей эндотелиальной дисфункции у больных инфарктом миокарда с подъемом сегмента ST. Эффект тромболитической терапии. «Результаты обработаны при помощи пакета программ Microsoft Excel for Windows-98». Медицина в Кузбассе. №4, 2005,  стр. 75-77. МУЗ Кемеровский кардиологический диспансер, Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово. Цитируем: «Показатели представлены в виде М ± м. Достоверность различий оценивали с помощью критерия Стъюдента, статистически достоверными считали значения р < 0,05. Исследование прошло экспертную оценку и одобрено этическим комитетом Кемеровской государственной медицинской академии». Интересно, как бы отнёсся этический комитет к статье, в которой авторы вместо слова «хирург» написали бы «херург»? Это ведь было бы красноречивым показателем врачебной квалификации, не так ли?

               Обратимся к энциклопедии «Вероятность и математическая статистика» – М.: Большая Российская энциклопедия, 1999. – 910 с. На стр. 714 читаем: «СТЬЮДЕНТА КРИТЕРИЙ (Student’s test), t-критерий, - статистический критерий для проверки гипотез о средних значениях нормальных распределений, когда их дисперсии неизвестны …». Как видим, в правильном написании этого критерия после буквы «т» используется мягкий знак. Автор этого критерия Вильям Госсет  (известен как «Стьюдент»), поскольку опубликовал свою статью с изложением теории этого критерия под псевдонимом Student (Студент). Более подробно история этого критерия читатели могут найти на страницах Википедии.  В рассмотренной статье «Клиническая значимость показателей эндотелиальной дисфункции у больных инфарктом миокарда с подъемом сегмента ST. Эффект тромболитической терапии» не проведена проверка условий применимости критерия Стьюдента.

 

               Подобное же ошибочное написание критерия Стьюдента можно обнаружить и в других публикациях кузбасских медиков. Например, в журнале «Бюллетень СО РАМН, №4 (126), 2007, стр. 132-137.» Впрочем, и в самом названии статьи авторы тоже допустили грамматическую ошибку.

Обратили внимание на название статьи? В частности, на последнюю строчку: «С ПОДЪМОМ СЕГМЕНТА ST». И ничего, редакция Бюллетеня СО РАМН согласилась с таким названием… Возможно, что и во втором слове названия статьи тоже допущена ошибка. Впрочем, не исключено, что разработана и существует некая оригинальная «ситемная тромболитическая терапия». А вот как авторы пишут название статистического критерия:

Такую же грамматическую ошибку встречаем и в статье Н.А. Барбараш, О.Л. Барбараш. Некоторые аспекты взаимосвязи образования и здоровья. Медицина в Кузбассе. №1, 2007,  стр. 12-17. Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово, а также в автореферате диссертации на соискание ученой степени кандидата медицинских наук Филипьева Дмитрия Евгеньевича «Применение перфторана для защиты головного мозга от ишемических осложнений при операциях по поводу атеросклероза экстракраниальных артерий», специальность 14.00.27; Кемерово – 2009. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор Шраер Теодор Израилевич. Официальные оппоненты: доктор медицинских наук, профессор Торгунаков Аркадий Петрович, доктор медицинских наук, профессор Ивченко Олег Алексеевич. На стр. 11 диссертант пишет, что обработку данных проводил при помощи t-критерия Стъюдента.

Очевидно, что ошибочное написание критерия, который известен миру уже более 100 лет, есть надёжный признак того, что использующие его авторы имеют о нём весьма смутное представление. Учитывая, что ошибочное написание «критерий Стъюдента» встречается в статьях и диссертациях кузбасских медиков достаточно часто, налицо локализация в Кемеровской государственной медицинской академии устойчивого мема «Стъюдент» (см. Леонов В. П.  «Долгое прощание с лысенковщиной. Меметический анализ описаний методов статистики. http://www.biometrica.tomsk.ru/lis/index19.htm ) ,  «Локализация мемов внутри научных школ» (http://www.biometrica.tomsk.ru/lis/index20.htm ), и статью «Ошибки статистического анализа биомедицинских данных» Международный журнал  медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35 (http://www.biometrica.tomsk.ru/error_7.htm)

     Предеина Е.М., Зорина В.Н., Зорина Р.М., Хорошавина Н.А., Грачева И.Н. Содержание некоторых липидов, андрогенов и альфа-2-макроглобулина в сыворотке крови женщин перименопаузального возраста, принимающих препараты заместительной гормональной терапии (ЗГТ).  Медицина в Кузбассе. №3, 2005,  стр. 75-78. МУЗ Городская клиническая больница № 1 имени М.Н. Горбуновой, г. Кемерово Новокузнецкий государственный институт усовершенствования врачей, г. Новокузнецк.  Цитируем: «Статистическая обработка материалов проводилась при помощи сертифицированной программы для биостатистики InStat 2.0. Параметры, приводимые в работе, имеют следующее обозначение: M – среднее, m – ошибка средней, n – объем анализируемой выборки, p – достигнутый уровень значимости. При статистическом анализе проверка нормальности распределения признаков проводилась с использованием критерия Колмогорова-Смирнова, проверка гомогенности (однородности) дисперсии – критерия Левена. Парное межгрупповое сравнение показателей проводилось по критерию Стьюдента. Критическое значение уровня значимости принималось равным 0,05». Из содержания статьи следует, что не было обнаружено отклонений от нормальности распределения и равенства дисперсий. Однако проверка гомогенности дисперсий более чем в половине случаев не подтвердила нулевую гипотезу. Авторы не сообщают, как проводилось сравнение групповых средних, когда отвергались нормальность распределения и гомогенность дисперсий.

      Разумов В.В., Шацких Н.А., Зинченко В.А. Вторично-пульмоногенная легочная гипертензия: ревизия сроков возникновения, семиотической сущности и критериев профпатологической нозологии. Медицина в Кузбассе. №4, 2005,  стр. 165-168. ГУ НИИ Комплексных проблем гигиены и профзаболеваний СО РАМН, Новокузнецкий государственный институт усовершенствования врачей, МУЗ Городская клиническая больница № 2, г. Новокузнецк. Не указан метод сравнения групп. Однако, судя по многочисленным записям вида «t = 3,95, p < 0,001», можно предположить, что авторы использовали критерий Стьюдента. При этом не проведена проверка условий применимости критерия Стьюдента.

Цюрюпа В.Н., Визило Т.Л., Власова И.В., Одинцева О.В. Неврологические аспекты бронхиальной астмы. Медицина в Кузбассе. №4, 2005,  стр.  223-225. ФГЛПУ Научно-клинический центр охраны здоровья шахтеров, г. Ленинск-Кузнецкий. Обратим внимание на то, что  авторы практически постулируют, что все признаки в группах сравнения имеют нормальное распределение. На чём основана такая уверенность? И почему не упоминается второе обязательное условие применимости этого критерия – равенство дисперсий? Между тем из данных, приведённых авторами на стр. 224 в таблице 1, видны довольно значительные различия групповых дисперсий. Более того, из этих таблиц следует, что авторы сравнивали более 2 групп. А в этом случае необходимо учитывать проблему множественных сравнений. В статье ничего не сообщается о том, как авторы её учитывали. Надо полагать, что авторы просто не подозревают о существовании такой проблемы.

      Коваленко В.М., Горбатовский Я.А., Васильева Н.Н. Железодефицитная анемия и беременность. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск №10, 2009, стр.  37-39. Цитируем: «Результаты работы обработаны методом вариационной статистики, для оценки достоверности результатов исследования использован Т-критерий Стьюдента». Разумеется, ни о каких результатах проверки условий возможности использования критерия Стьюдента, авторы не упоминают.

 

     Кондратьева Т.А., Артымук Н.В., Власова В.В. Влияние полостной пелоидотерапии на функцию яичников пациенток с трубным бесплодием. Медицина в Кузбассе. Спецвыпуск № 5, 2009, стр. 32-33. ГУЗ Кемеровская областная клиническая больница, Кемеровская государственная медицинская академия, г. Кемерово. Цитируем: «Статистическую обработку полу­ченных результатов проводили с использованием ППП «Statistica for Windows 5.5». Достоверность различий определяли с помощью t-критерия Стьюдента. За статистически значимые при­нимались различия по величине достоверности p < 0,05». Авторы не проверили ограничения на возможность использования критерия Стьюдента.

 

     Егорова Наталья Александровна, «Возрастные особенности эндокринно-иммунных взаимосвязей у девочек и женщин, проживающих в условиях промышленного центра Западной Сибири». Диссертация на соискание учёной степени кандидата биологических наук. Специальность – 14.00.16 – патологическая физиология. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор К.Г. Громов. Кемерово, 2003.  Диссертант использовал критерий Стьюдента, не проверяя ограничения на его применение. На стр. 50 читаем: «Для выявления внутригрупповых различий применяли метод распределения…». Неясно, какие внутригрупповые различия определял диссертант, и что такое «метод распределения». 

 

   Дёмин Игорь Аркадьевич, «Эпидемический процесс и меры профилактики госпитального сальмонеллёза, вызванного SALMONELLA INFANTIS». Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Специальность – 14.00.30 –эпидемиология. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор Е.Б. Брусина. Кемерово, 2003.  Диссертант использовал критерий Стьюдента, не проверяя ограничения на его применение.

 

       Вильгельм Андрей Викторович, «Особенности формирования здоровья и организация медицинского обслуживания населения северных территорий (на примере Ханты-Мансийского автономного округа)». Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Специальность – 14.00.33 – общественное здоровье и здравоохранение. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор О.П. Голева. Кемерово, 2007. Диссертант использовал критерий Стьюдента, не проверяя ограничения на его применение. На стр. 37 читаем: «Статистическая обработка материала выполнена с помощью персонального компьютера класса Celeron». Читатель, сделайте в любом поисковике запрос на слово Celeron, и по результатам поиска оцените смысл предыдущего предложения.

        Кислицына Вера Викторовна, «Гигиеническая оценка риска нарушения здоровья рабочих топливно-энергетических предприятий от факторов окружающей среды различной природы». Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Специальность – 14.00.07 – гигиена. Научный руководитель: доктор медицинских наук, профессор В.Д. Суржиков. Новокузнецк, 2004.  Диссертант использовал критерий Стьюдента, не проверяя ограничения на его применение. На стр. 37 читаем: «Статистическая обработка результатов осуществлялась на персональном компьютере Pentium III … » Читатель, сделайте в любом поисковике запрос на слово Pentium, и по результатам поиска оцените смысл предыдущего предложения.

        Сигарева И.В., Гогорев Д.А., Довбета В.И. Особенности реанимационно-анестезиологической помощи пострадавшим от сочетанных повреждений с учетом структуры, тяжести и социального статуса пациентов. Медицина в  Кузбассе. Спецвыпуск № 7,  2006, стр. 31-32. Областная клиническая ортопедо-хирургическая больница восстановительного лечения, г. Прокопьевск. Цитируем: «Математическая обработка результатов исследования осуществлена методом вариационной статистики с применением программы EXCEL. Достоверность различий изучаемых параметров оценивалась по критерию Стьюдента». 

      Итак, наконец-то нашлись специалисты, которые положили конец спорам о том, что такое «метод вариационной статистики»! Оказывается, это не что иное, как критерий Стьюдента. Отметим, что используя критерий Стьюдента, авторы не проводят проверку условий применимости этого критерия. 

      Предыдущие авторы не уникальны, сводя метод вариационной статистики к единственному критерию Стьюдента. Их мнение разделяют и авторы следующей статьи. Карпова М.А., Алексеева М.В. Влияние блокады сакрального сплетения на состояние новорожденных и частоту оперативного родоразрешения при лечении дискоординации родовой деятельности. Медицина в  Кузбассе.  Спецвыпуск № 7,  2006, стр. 55-56. Новокузнецкий государственный институт усовершенствования врачей, МКРД № 2, г. Новокузнецк. Цитируем: «Математическая обработка клинического материала осуществлена методом вариационной статистики, а оценка достоверности различий исследуемых параметров изучена с применением критерия Стьюдента». Используя критерий Стьюдента, авторы не проводят проверку условий применимости этого критерия. 

       Майборода И.Б., Евтушенко И.Д. Психо-эмоциональное состояние у женщин с постгистерэктомическим синдромом. Медицина в  Кузбассе.  Спецвыпуск № 1,  2006, стр. 94-95. Сибирский государственный медицинский университет, г. Томск. Цитируем: «Показатели представлены в виде среднего значения ± стандартное отклонение. Для сравнения количественных показателей двух независимых групп использовали t-критерий».  В работе использованы балльные шкалы. Для этих шкал некорректно использовать средние баллы, и тем более проводить сравнение средних баллов с помощью t-критерия Стьюдента. Поскольку дискретные, балльные признаки по своей природе не могут иметь нормального распределения.

     О.И. Андриянова, Ф.К. Манеров, Ю.А. Чурляев, И.Г. Хамин. Этиология и лечение острой почечной недостаточности у детей юга Кузбасса. Мать и Дитя в Кузбассе №4 (27) 2006,  стр. 23-28. Использован критерий Стьюдента без проверки условий корректности его использования. 

Устьянцева И.М., Петухова О.В., Скопинцев М.А. Биологические вариации воспалительной реакции при пневмонии. Политравма, № 1, 2006 г., стр. 28-31. В табл. 1 на стр. 29 авторы приводят результаты сравнения групповых средних с помощью критерия Стьюдента. Используя приведённые в этой таблице выражения вида 20,27 ± 0,56  и 29,17 ± 1,56, проверим, выполняется ли второе условие корректности использования критерия Стьюдента, т.е. равенство генеральных дисперсий. Для этой цели используем возможности, имеющиеся в пакете EXCEL. Напомним, что проверка статистической гипотезы о равенстве двух генеральных дисперсий производится с помощью критерия Фишера. Вот каковы результаты проверки. Для показателя ЧД/мин  F=3,039, р=0,006. Т.е. дисперсии неравны, из чего следует вывод о некорректности использования критерия Стьюдента при проверке гипотезы равенства групповых средних для признака «Частота дыхания». Проще говоря, выводу авторов статьи о различии средних значений этого признака в 1-й группе (течение средней тяжести) и 2-й группе (тяжёлое тяжести), доверять нельзя, он сомнителен. Аналогичные результаты получаем и при сравнении других дисперсий по данным табл. 2 на стр. 30.

 

Русаков В.В., Долгих В.Т. Нарушение механизмов, ответственных за транспорт Са2+ в кардиомиоцитах крыс, перенесших тяжелую черепно-мозговую травму. Политравма, №2, 2006 г., стр. 75-78. «Статистическую обработку результатов проводили с использованием t-критерия Стьюдента». В таблице, представленной на стр. 77, имеется более 2-х групп сравнения. Однако авторы не обсуждают проблему множественных сравнений. Нет и результатов проверки условий корректности использования этого критерия. Сравнение дисперсий для многих пар сравнения в этой таблице обнаруживает неравенство генеральных дисперсий. Что делает авторские выводы о различии групповых средних в данной таблице сомнительными. Ещё большую сомнительность придаёт этим результатом тот факт, что одновременное выполнение двух ограничений для критерия Стьюдента, – нормальность в обеих группах и равенство дисперсий, наблюдается в реальных исследованиях в 4-5% случаев.

Макшанова Г.П., Устьянцева И.М., Агаджанян В.В. Динамика показателей периферического звена эритрона у пострадавших с политравмой при различных сроках оперативного лечения. Политравма, №2, 2006 г., стр. 41-45. «Достоверность различий определяли с использованием t-критерия Стьюдента». Нет проверки условий корректности использования этого критерия.

Коновалова Н.Г. Влияние зрения и произвольного вытяжения позвоночника по оси на постуральный баланс сидения здоровых и инвалидов с нижней параплегией по данным стабилометрии. Политравма. № 2, 2006, стр. 61-64. В статье сообщается об использовании критерия Стьюдента, однако ничего не говорится о проверке условий возможности его применения. Более того, судя по оформлению результатов его использования, складывается впечатление, что Нина Геннадьевна Коновалова не владеет технологией его использования. В частности, автор использует в тексте такое выражение: «критерий Стьюдента t> 0,05». («Слышала звон, да не знает где он…»)

Петухова О.В., Устьянцева И.М., Агаджанян В.В. Содержание липопротеидов и продуктов перекисного окисления липидов у больных в остром периоде политравмы. Политравма. № 2, 2006, стр. 65-68. «Цифровой материал обработан статистически с использованием t-критерия Стьюдента». В тексте статьи приведены десятки сравнений групповых средних, однако ничего не сообщается о проверке условий возможности использования этого критерия. Сравнение дисперсий для многих пар сравнения в этой таблице обнаруживает неравенство генеральных дисперсий. Что делает авторские выводы о различии групповых средних в данной таблице сомнительными. Ещё большую сомнительность придаёт этим результатом тот факт, что одновременное выполнение двух ограничений для критерия Стьюдента, – нормальность в обеих группах и равенство дисперсий, наблюдается в реальных исследованиях в 4-5% случаев.

Устьянцева И.М., Петухова О.В. Влияние сроков оперативного лечения больных с политравмой на показатели метаболизма и стресс-реактивность организма. Политравма. № 1, 2007, стр.48-51. «Достоверность различий опреде­ляли с использованием t-критерия Стьюдента».  В тексте статьи приведены десятки сравнений групповых средних, однако ничего не сообщается о проверке условий возможности использования этого критерия. Сравнение дисперсий для многих пар сравнения в этой таблице обнаруживает неравенство генеральных дисперсий. Что делает авторские выводы о различии групповых средних в данной таблице сомнительными.

Власов С.В., Малев В.А., Власова И.В., Тлеубаева Н.В. Тромбоэмболические осложнения у пожилых пациентов с переломами шейки бедра при различных методах анестезии. Политравма. № 3, 2007, стр. 43-48. «Поскольку распределение выборки приближалось к нормальному, результаты представлены в виде  среднего значения (М) и стандартного отклонения (δ). Проведение сравнительного анализа полученных данных между группами проводили с помощью критерия Стьюдента». Итак, авторы утверждают, что «распределение выборки приближалось к нормальному». Правда, при этом скромно умалчивают, как они наблюдали это «приближение». Откуда оно шло? Слева, справа, снизу или сверху? Или по диагонали? И каким методом или измерительным устройством авторы наблюдали такое «приближение»? Может быть под микроскопом? Абсурдность авторского утверждения заключается в следующем. Это свойство не выборки, а признаков, переменных, показателей. А таких показателей авторы использовали в своём исследовании немало. Вот какие признаки они перечислили в статье: возраст, активированное частичное тромбопластиновое время (АЧТВ), протромбиновое время, тромбиновое время, концентрация фибриногена и т.д. Помимо этих количественных признаков авторы использовали и дискретные признаки, в частности, оцениваемые в баллах. Отметим также, что в работе авторы сравнивали между собой 4 группы пациентов. Исходя из утверждения авторов, следует, что во всех 4-х группах сравнения все признаки «приближались» к нормальному  распределению. Согласитесь, что это из области научной фантастики. Тем более, что (Sic!) балльные признаки в принципе не могут иметь нормального распределения. В общем, БСК… (Что такое БСК? Эту аббревиатуру читатели могут расшифровать по-разному…).

Корпачева О.В. Влияние боли и кровопотери на реакцию сердечно-сосудистой системы и танатогенез при экспериментальном ушибе сердца. Политравма. № 4, 2007, стр. 11-15. Автор статьи сообщает, что был использован критерий Стьюдента. Однако ничего не говорит о том, как проверялись, и проверялись ли вообще условия корректности его использования. В работе используется сравнение более 2-х групп, однако ничего не сообщается о том, как решалась проблема множественных сравнений. Для многих пар групп сравнения проверка гипотезы равенства генеральных средних отвергается. Что уже говорит о том, что критерий Стьюдента в данном случае использован некорректно. Из чего можно сделать заключение о большой сомнительности авторских выводов, полученных путём использования критерия Стьюдента.

 

Корнева С.В., Смирнова Л.В., Чеботарева М.М., Кудрявцева М.А. Эффективность использования небулайзера в интенсивной терапии бронхообструктивного синдрома у детей. Политравма. № 4, 2007, стр. 38-41. Авторы статьи сообщают, что был использован критерий Стьюдента. Однако ничего не говорит о том, как проверялись, и проверялись ли вообще условия корректности его использования. Из чего можно сделать заключение о большой сомнительности авторских выводов, полученных путём использования критерия Стьюдента.

 

Орлов Ю.П. Патогенез нарушений обмена железа при эндотоксикозе и его роль при септических состояниях.  Политравма. № 4, 2007, стр. 42-46. Автор статьи сообщает, что был использован критерий Стьюдента. Однако ничего не говорит о том, как проверялись, и проверялись ли вообще условия корректности его использования. В работе используется сравнение более 2-х групп, однако ничего не сообщается о том, как решалась проблема множественных сравнений. Для многих пар групп сравнения проверка гипотезы равенства генеральных средних отвергается. Что уже говорит о том, что критерий Стьюдента в данном случае использован некорректно. Из чего можно сделать заключение о большой сомнительности авторских выводов, полученных путём использования критерия Стьюдента.

 

Семенихина М.В., Бикбаева Э.Ф. Влияние циклоферона на иммунный статус больных с политравмой. Политравма. № 4, 2007, стр. 51-54. Цитируем: «Статистическую обработку результатов производили с использованием программных пакетов «MS-EXCEL», «MS-WORD». Итак, вслед за В.И. Подолужным, В.В. Павленко, О.А. Красновым, М.С. Котовым, С.Б. Старченковым, авторами статьи «Результаты девятилетнего применения полипропиленовых сетчатых эксплантатов в хирургии грыж живота» (журнал «Медицина в Кузбассе», №1, 2006,  стр. 31-34.) и авторы данной статьи также приобщились к таинствам проведения статистического анализа в текстовом редакторе MS-WORD. Отметим, что в таблицах этой статьи несколько десятков сравнения групповых средних. Однако авторы не пожелали поделиться с читателями информацией о том, каким образом проводились эти сравнения. Быть может, это связано с тем, что авторы не были уверены в правильности такой статистической обработки. А возможно, что эта таинственная технология в то время находилась в стадии оформления патента, и поэтому-то её нельзя было раскрывать…

    Дунаева М.П., Власова И.В., Смирнова Л.В., Хохлова О.И., Устьянцева И.М. Морфо-функциональные особенности церебральной гемодинамики и сердечно-сосудистой системы у подростков с артериальной гипертензией. Политравма. № 1, 2008, стр. 44-49. Авторы сообщают об использовании критерия Стьюдента, однако проверка гипотез о равенстве генеральных дисперсий для основных показателей показывает, что дисперсии не равны, и, значит, критерий Стьюдента не может быть использован. Далее авторы пишут: «Все математические операции и графические построения проведены на персональном компьютере IBM/PC с использованием программных пакетов «EXCEL», «WORD» и статистического пакета программ «STATISTICA-6». Как и в предыдущей статье, авторы скромно умалчивают, какие же конкретно «математические операции» они проводили в текстовом редакторе «WORD». Полагаю что для тех, кто работает в пакете STATISTICA-6, очевидно, что использование пакета EXCEL для проведения статистического анализа просто излишне. И уж тем более пакета WORD.

 

Сафронов Н.Ф., Кравцов С.А., Власов С.В. Новый способ межлестничной блокады плечевого сплетения. Политравма. № 2, 2008, стр. 39-44. В работе сообщается об использовании критерия Стьюдента. Однако ничего не говорит о том, как проверялись, и проверялись ли вообще условия корректности его использования. В работе используется сравнение более 2-х групп, однако ничего не сообщается о том, как решалась проблема множественных сравнений. Для многих пар групп сравнения проверка гипотезы равенства генеральных средних отвергается. Что уже говорит о том, что критерий Стьюдента в данном случае использован некорректно. Из чего можно сделать заключение о большой сомнительности авторских выводов, полученных путём использования критерия Стьюдента.

 

Хохлова О.И., Устьянцева И.М. Показатели воспалительной реакции у пациентов с острым ишемическим инсультом и инфарктом миокарда. Политравма. № 1, 2009, стр. 5-8. «Статистическая обработка результатов проводилась с использованием пакета программ «STATISTIKA 6.0». Для оценки достоверности различий использовали t-критерий Стьюдента».  Обратим внимание читателей на то, что название известного статистического пакета авторы статьи написали с ошибкой. Далее, авторы не проверили условия корректности использования критерия Стьюдента. В работе использовалось более 2-х групп сравнения, однако не сообщается о том, как учитывалась проблема множественных сравнений. При проверке гипотез о равенстве генеральных дисперсий для ряда признаков, что является обязательным условием использования критерия Стьюдента, гипотезы равенства были отвергнуты. Что уже говорит о том, что критерий Стьюдента в данном случае использован некорректно. Из чего можно сделать заключение о большой сомнительности авторских выводов, полученных путём использования критерия Стьюдента.

Власов С.В., Сафронов Н.Ф., Власова И.В., Тлеубаева Н.В. Факторы риска тромбогеморрагических осложнений при эндопротезировании коленного сустава. Политравма. №2, 2009, стр. 36-41. Авторы сообщают об использовании критерия Стьюдента, однако ничего не сообщают о проверке условий корректности его использования. Также сообщается, что «Результаты представлены как М ± δ». Однако при этом не сообщается, какие конкретно величины представляются таким образом. Исходя из отсутствия проверки условий корректности использования критерия Стьюдента, можно сделать заключение о большой сомнительности авторских выводов, полученных путём использования критерия Стьюдента.

Политравма. №3, 2009, стр. 35-42. Автор сообщает об использовании критерия Стьюдента. Однако не проводит проверку условий возможности его применения. В таблицах приведено порядка ста групповых средних, причём число групп сравнения более 2. Однако в статье ничего не сообщается о решении проблемы множественных сравнений.  Выборочная проверка гипотез о равенстве генеральных дисперсий для ряда признаков обнаружила их неравенство. Уже по этой причине результаты использования критерия Стьюдента можно считать сомнительными.

 

Хамидов Б.Х. Сочетанная травма: современные принципы комплексного лечения при нарушении функций почек у детей. Политравма. №3, 2009, стр. 49-53. Цитируем: «Полученные результаты подвергались статистической обработке с использованием критерия Стьюдента». Автор не проводил проверку условий возможности использования критерия Стьюдента. В таблицах приведено порядка ста средних для 4-х групп сравнения. Однако ничего не сообщается о решении проблемы множественных сравнений. Выборочная проверка гипотез о равенстве генеральных дисперсий для ряда признаков обнаружила их неравенство. По этой причине результаты использования критерия Стьюдента можно считать сомнительными.

 

Егиазарян М.И. Применение раствора второго поколения осладекса у больных с синдромом системного воспалительного ответа. Политравма. №4, 2009, стр. 27-31. Цитируем: «Достоверность отличий оценивали по критерию Стьюдента (t)». ». Автор не проводил проверку условий возможности использования критерия Стьюдента.

 

Лукьянов В.В., Бондаренко А.В., Бондаренко А.А., Пелеганчук В.А. Нарушения венозной гемодинамики и тромбоэмболические осложнения при остеосинтезе переломов нижних конечностей. Политравма. №4, 2009, стр. 32-38. Авторы использовали критерий Стьюдента, но не проводили проверку условий возможности использования критерия Стьюдента.

 

Проскурякова Л.А. Умственная работоспособность детей школьного возраста, проживающих на йоддефицитных территориях (на примере г. Новокузнецка). Диссертация на соискание учёной степени кандидата биологических наук. Специальность 14.00.07 – гигиена. Научные руководители: доктор медицинских наук, профессор Колтун В.З., кандидат психологических наук Добрынина О.А. Новокузнецк, 2003. Новокузнецкий государственный институт дальнейшего усовершенствования врачей. Диссертант использовал для сравнения групп критерий Стьюдента, который в принципе неприменим для дискретных, балльных признаков, применяемых диссертантом в данном исследовании. По этой причине выводы, полученные с помощью этого критерия сомнительны.

 

Скрипченко А.Е. Сравнительный анализ и оценка системы оказания медицинской помощи больным инфарктом миокарда и пути её совершенствования (по материалам кардиологического диспансера г. Новокузнецка). Диссертация на соискание учёной степени кандидата медицинских наук. Специальность 14.00.33 – общественное здоровье и здравоохранение, 14.00.06 – кардиология. Научные руководители: доктор медицинских наук, профессор Чеченин Г.И., доктор медицинских наук, профессор Подхомутников В.М. Новокузнецк – 2004. Новокузнецкий государственный институт усовершенствования врачей. Диссертант сообщает об использовании критерия Стьюдента, однако не проводит никаких проверок условий его корректного применения. По этой причине выводы, полученные с помощью этого критерия сомнительны.

И это далеко не полный список публикаций кузбасских медиков, в которых описано некорректное использование критерия Стьюдента.

               В проанализированных статьях нами неоднократно отмечалось игнорирование авторами, нередко имеющими солидный набор академических регалий и званий, проблемы множественных сравнений. Лишь крайне редко в отдельных статьях или диссертациях можно встретить упоминание об этой проблеме и конкретное указание о методе её решения. Быть может, в КемГМА вообще нет специалистов, которые бы знали о существовании этой проблемы? Отнюдь («сказала гра…»). Более того, в том же самом журнале, где опубликована масса статей с игнорированием этой проблемы, опубликована статья о её сути. Наличие в одном и том же журнале этой статьи, и статей, где никак не учитывается данная проблема, красноречиво говорит о квалификации редколлегии журнала. Вот эта статья. 

               Салтанова Н.Б. Применение метода множественного сравнения в медико-биологических исследованиях. Медицина в  Кузбассе. Спецвыпуск № 2,  2007, стр. 163. Кафедра медицинской и биологической физики и высшей математики, Кемеровской государственной медицинской академии, г. Кемерово. Научный руководитель – ст. преподаватель Салтанова Е.В.  «В медико-биологических исследованиях часто необходимо определить достоверность различия средних значений двух и более групп. В большинстве работ для этого используют критерий Стьюдента или дисперсионный анализ. Однако критерий Стьюдента предназначен для сравнения средних значений только двух групп. Дисперсионный анализ позволяет проверить гипотезу о равенстве всех средних. Методы множественного сравнения позволяют выявить не только различия между средними значениями более двух групп, но и установить, какая именно группа отличается от других». Как видим, на кафедре медицинской и биологической физики и высшей математики Кемеровской государственной медицинской академии (зав. кафедрой доцент, к.ф-м.н. Бухтоярова В.И.,  http://www.kemsma.ru/mediawiki/index.php/Кафедра_медицинской_и_биологической_физики_и_высшей_математики_КемГМА) прекрасно осведомлены о существовании такой проблемы. К сожалению, в «Тематических планах лекций и практических занятий по высшей математике» этой кафедры мы не нашли упоминания о такой проблеме. Как не нашли и информации и об условиях применимости критерия Стьюдента.

            Практика работы многих журналов такова, что в редколлегиях место специалистов, владеющих статистическими технологиями, занимают «свадебные генералы» с академическими регалиями, необходимые для того, чтобы журнал выглядел солидно, авторитетно, и мог войти в желанный перечень ВАК. В общем, как известно, «В своём отечестве пророков нет»… А тем временем число статей и диссертаций, в которых описаны примеры безграмотного использования критерия Стьюдента всё множится. Утешением может служить лишь тот факт, что выводы большинства подобных статей имеют мизерную вероятность быть востребованными в практическом здравоохранении.


Далее: «ЛОШАДЕНДУС СВАЛЕНДУС С МОСТЕНДУС»

 

Возврат на главную страницу

Возврат в КУНСТКАМЕРУ

Скачать полную версию "Доказательная или сомнительная?"

Отклики читателей статьи "Доказательная или сомнительная?"

Т. Кун "Структура научных революций"

1997 - 2017. © Василий Леонов