Яндекс.Метрика

Статистика в кардиологии

Каждый слышит то, что понимает. Гете

Статистика посещаемости БИОМЕТРИКИ


16.05.2011 г. на сайт пришло 2561 человек, открывших 3205 страниц
14.11.2011 г. на сайт пришло 2106 человек, открывших 3250 страниц
14.12.2011 г. на сайт пришло 2640 человек, открывших 3452 страниц
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..  
Наш адрес:  
Выбрав любое изображение, кликните по нему мышкой, и Вы узнаете о статистике ...

Редактор БИОМЕТРИКИ
В. Леонов

Support Academia’s Mission

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

    На файле "Поиски методов или результатов статистического анализа" сообщается, что сейчас на сайте БИОМЕТРИКА  размещено 4162 htm-файлов, 651 pdf-файлов, 152 djvu-файлов, и т.д. И там же приводятся описания групп конкретных файлов. В частности по методам статистического анализа, их отличным результатам, отзывам авторов, книгам этих методов, статистике посещаемости сайта БИОМЕТРИКА, и т.д. Далее приведено подробное пояснение поиска нужных файлов системой Google, которая там же и помещена. А после системы Google размещены популярные 341 htm-адресов и 79 адресов pdf-адресов. Итак, для оперативного выбора конкретного нужного файла на данном сайте БИОМЕТРИКА , рекомендую перейти на файл "Поиски методов или результатов статистического анализа". Можете просматривать все графики по данной тематике.

НЦ 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 исследователей по статистическому анализу их баз данных


Примеры оформления заказчиками базы данных, описания признаков и целей статистического анализа этой базы данных

Островок  здоровья

Пример 1  Пример 2   Пример 3


Пример "ПРОГРАММА РАБОТ по статистическому анализу" базы данных Исследователя. Леонов В.П. ... При этом содержание подобных "ПРОГРАММ..." определяются приводимыми 5-ю деталями. ...  В данном примере "ПРОГРАММЫ..." приводится 22 БЛОКА по конкретным методам анализа и графикам.


В. Леонов. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ ДЛЯ МЕДИКОВ И БИОЛОГОВ. (время и опыт)

Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал  медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.


Примеры "Программы по статистическому анализу", и подобных результатов статистического анализа по таким "Программам"

Применение статистики в статьях и диссертациях по медицине и биологии. Часть I. Описание методов статистического анализа в статьях и диссертациях. Международный журнал медицинской практики, 1998 г., вып. 4. В.П.Леонов, П.В.Ижевский.

ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ.   ЧАСТЬ 2. ИСТОРИЯ БИОМЕТРИКИ И ЕЁ ПРИМЕНЕНИЯ В РОССИИ. Леонов В.П.

ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ.  ЧАСТЬ III. ПРОБЛЕМЫ ВЗАИМОДЕЙСТВИЯ  "АВТОР - РЕДАКЦИЯ - ЧИТАТЕЛЬ". Леонов В.П.

Применение статистики в статьях и диссертациях по медицине и биологии. Часть IV. Наукометрия статистической парадигмы экспериментальной биомедицины.     Международный журнал медицинской практики, 2002 г. вып. 3. Леонов В.

Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал  медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.

Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?" Леонов В. П. Доклад на международной конференции по доказательной медицине  в Ереване 18-20.10.2012

Зачем нужна статистика в доказательной медицине?  В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.

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

Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных.  Международный журнал   медицинской практики,  2007, вып. 2, стр.19-35.

Статистика - это что? Статистика - нужна зачем? Статьи читаем - зачем? Статьи пишем - зачем? Краткая версия лекции для слушателей-медиков в Ереване, прочитанной в 2014 году по Скайпу.

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

НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ   (ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). Леонов В.П. Вестник Томского государственного университета. Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах....


    На файле "Поиски методов или результатов статистического анализа" сообщается, что сейчас на сайте БИОМЕТРИКА  размещено 4162 htm-файлов, 651 pdf-файлов, 152 djvu-файлов, и т.д. И там же приводятся описания групп конкретных файлов. В частности по методам статистического анализа, их отличным результатам, отзывам авторов, книгам этих методов, статистике посещаемости сайта БИОМЕТРИКА, и т.д. Далее приведено подробное пояснение поиска нужных файлов системой Google, которая там же и помещена. А после системы Google размещены популярные 341 htm-адресов и 79 адресов pdf-адресов. Итак, для оперативного выбора конкретного нужного файла на данном сайте БИОМЕТРИКА , рекомендую перейти на файл "Поиски методов или результатов статистического анализа".   Можете просматривать все графики по данной тематике.


Фоторепортаж с Конференции по доказательной медицине в Ереване.

Фоторепортаж с семинара по биометрике в Ереване, прошедшего после конференции по доказательной медицине.

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

Международная конференция по доказательной медицине в Ереване (18 - 20.10.2012)

В 2012 году исполнилось 10 лет со дня создания "Армянского медицинского реферативного журнала". В связи с этой датой главный редактор АМРЖ Рубен Ованесян организовал международную конференцию "Доказательная медицина в Армении: миф или реальность?". Конференция прошла в Ереване 18-20.10.2012. Ниже мы приводим материалы этой конференции. Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?" В. Леонов.

Зачем нужна статистика в доказательной медицине?  В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.

Сравниваем средние, а также и ... В. Леонов

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

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).

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


НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ   (ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). В.П.Леонов. Вестник Томского государственного университета, Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...

Отзывы исследователей по статистическому анализу их баз данных


Очередной отзыв о нашем сотрудничестве Корнеевой Н.В., доцента кафедры факультетской терапии ДВГМУ г. Хабаровск.

ВОЗМОЖНОСТИ БИОМЕТРИЧЕСКОГО АНАЛИЗА ВЗАИМОСВЯЗИ СОМАТИЧЕСКИХ ПОКАЗАТЕЛЕЙ И СИСТЕМАТИКИ ПСИХИЧЕСКИХ РАССТРОЙСТВ.
Н.П.Гарганеева1, В.П.Леонов2. Сибирский государственный медицинский университет1, Томск 
Томский государственный университет2. Сибирский медицинский журнал, № 2, 2001, с.25-32.

Особенности развития органов растений фасоли в условиях освещения и темноты. Л. В. Ивлева, И.Ф. Головацкая, В.П. Леонов.  ТОМСКИЙ ГОСУДАРСТВЕННЫЙ УНИВЕРСИТЕТ

ПРИМЕНЕНИЕ СТАТИСТИКИ В СТАТЬЯХ И ДИССЕРТАЦИЯХ ПО МЕДИЦИНЕ И БИОЛОГИИ. ЧАСТЬ III. ПРОБЛЕМЫ ВЗАИМОДЕЙСТВИЯ "АВТОР - РЕДАКЦИЯ - ЧИТАТЕЛЬ".

НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ   (ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). В.П.Леонов.Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...


Чтобы не допускать ошибок в использовании и описании статистики в статьях и диссертациях, следует прочитать материалы представленные в КУНСТКАМЕРЕ - коллекции диссертаций и статей по медицине и биологии, с набором статистических ошибок и нелепостей.

Экспозиция 1  Экспозиция 2  Экспозиция 3  Экспозиция 4  Экспозиция 5  Экспозиция 6 
Экспозиция 7  Экспозиция 8   Экспозиция 9 Экспозиция 10  Экспозиция 11  Экспозиция 12
Экспозиция 13  Экспозиция 14  Экспозиция 15 Экспозиция 16  Экспозиция 17
 


В. Леонов. «Применение методов статистики в кардиологии (по материалам журнала «Кардиология» за 1993–1995 гг.) Кардиология, 1998, № 1.


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


СТАТИСТИЧЕСКИЙ АНАЛИЗ ДАННЫХ  ДЛЯ МЕДИКОВ И БИОЛОГОВ.  (время и опыт). Леонов В.

Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных. Международный журнал  медицинской практики, 2007, вып. 2, стр.19-35.

Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?" Леонов В. П. Доклад на международной конференции по доказательной медицине  в Ереване 18-20.10.2012

Зачем нужна статистика в доказательной медицине?  В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193.

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

Леонов В.П. Ошибки статистического анализа биомедицинских данных.  Международный журнал   медицинской практики,  2007, вып. 2, стр.19-35.

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

НАУКОМЕТРИКА СТАТИСТИЧЕСКОЙ ПАРАДИГМЫ ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНОЙ БИОМЕДИЦИНЫ   (ПО МАТЕРИАЛАМ ПУБЛИКАЦИЙ). Леонов В.П. Вестник Томского государственного университета. Серия "Математика. Кибернетика. Информатика", №275. АПРЕЛЬ 2002, стр. 17-24. Cамая читаемая наша статья после отправки в мае м-це с.г. более 300 писем авторам статей мед. журналов о наличии в них примитивных и ошибочных методов статистического анализа, и получаемых при этом результатах...

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).


В 2012 году исполнилось 10 лет со дня создания "Армянского медицинского реферативного журнала". В связи с этой датой главный редактор АМРЖ Рубен Ованесян организовал международную конференцию "Доказательная медицина в Армении: миф или реальность?". Конференция прошла в Ереване 18-20.10.2012. Ниже мы приводим материалы этой конференции. Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?" В. Леонов.

Зачем нужна статистика в доказательной медицине?  В. Леонов. Армянский медицинский реферативный журнал, 2012, вып. 9, с. 184-193

ОТЗЫВ Корнеевой Н.В., доцента ДВГМУ, г. Хабаровск.  Здравствуйте! Меня зовут Корнеева Наталья Вячеславовна, я являюсь доцентом кафедры факультетской терапии ДВГМУ г. Хабаровск. Как и полагается доценту, я имею степень кандидата медицинских наук, диссертация защищена в 2011 году. Работая над кандидатской диссертацией, самой сложной для меня была статистическая обработка данных. Обучаясь в очной аспирантуре, я посетила 5 занятий по статистике, предусмотренные программой подготовки аспирантов. Занятия проводила то ли студентка технического ВУЗа, то ли молодая преподаватель, которая постоянно заглядывала в конспект и не могла понять суть преподаваемого ею, тем более эту суть не могли понять и обучающиеся. Прикладного значения полученным «знаниям», я так и не нашла. (далее...)

ОТЗЫВ врача-кардиолога М.В. Емельяненко, ФКУ «Центральный военный госпиталь имени П.В. Мандрыка» МО РФ, Москва.         О проведённом статистическом анализе.  Хочу выразить глубокую признательность за качественный и весьма объёмный труд, проделанный Вами по статистическому анализу моей базы данных. Особенную благодарность, без сомнения, хотелось бы выразить руководителю проекта «БИОМЕТРИКА» - Василию Петровичу Леонову. (далее...)


Пример "ПРОГРАММА РАБОТ по статистическому анализу" базы данных Исследователя. Леонов В.П. ... При этом содержание подобных "ПРОГРАММ..." определяются приводимыми 5-ю деталями. ...  В данном примере "ПРОГРАММЫ..." приводится 22 БЛОКА по конкретным методам анализа и графикам.

КУНСТКАМЕРА

 

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

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

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

 

Диссертация на соискание ученой степени доктора биологических наук "Механизмы
образования и деградации надэпителиального слизистого слоя пищеварительного тракта."

Диссертант - Кривова Н.А., специальность 14.00.17 - нормальная физиология.

НИИ биологии и биофизики Томского государственного университета,Томск - 1994г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 68. 
"2.3 Статистические методы. 

Статистическую обработку экспериментального материала выполняли с применением распространенных методов вариационной статистики. При оценке различий контрольных и опытных групп применяли критерий Фишера-Стьюдента. Достоверными считали различия с уровнем доверительной вероятности меньше 0,05. "

1. В диссертации не сообщается, какие "распространенные методы", кроме единственного критерия Фишера-Стьюдента, были использованы. 

2. Применение критерия Стьюдента требует обязательной проверки нормальности распределения вероятности случайной величины в сравниваемых группах. Оданной проверке в диссертации нигде не упоминается. 

3. Применение критерия Стьюдента требует обязательного равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах. О данной проверке в диссертации нигде не упоминается. 

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

Судя по всему, вероятность того, что диссертант читал эту книгу, либо другую с аналогичными объяснениями, также меньше 5%... 
    Следуя авторскому утверждению получается наоборот, что события с вероятностью  Р < 0,05 принимаются им за достоверные. Иными словами, диссертант утверждает, что верит собственным результатам не более, чем на 5%! К сожалению, такое абсурдное утверждение ничуть не смутило ни рецензентов диссертации, ни членов диссертационного совета, ни экспертов ВАК. Причина этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других  в области статистики, такой же, что и у диссертанта... 

Не есть ли это пример "статистических гитик", следуя терминологии С.Е.Бащинского? По-видимому, данные утверждения являются не более чем камуфляжными мемами, целью которых является "онаучивание" полученных результатов. Интересно, вне научной сферы, к примеру в быту, диссертант также считает достоверными события с доверительной вероятностью менее 5% ? 

 

Статья "Использование эссенциальных фосфолипидов в лечении больных
ишемической болезнью сердца и инсулиннезависимым сахарным диабетом".

В.А.Алмазов, Я.В.Благосклонная, Е.И.Красильникова.

Кафедра факультетской терапии Санкт-Петербургского государственного медицинского
университета им. И.П.Павлова.

Кардиология, 1996г., вып.1, стр. 30-33.

Цитата из статьи 

Кардиология, 1996г., вып.1, стр. 31.

Наш комментарий
"Полученные данные обрабатывали на ЭВМ методами многомерной статистики"
1. Данное предложение является единственным в статье, в котором вообще упоминается статистика. Во всем остальном тексте нет никакого упоминания ни конкретных "методов многомерной статистики", ни результатов применения этих самых методов. 
По-видимому, данные упоминание о методах многомерной статистики является не более чем камуфляжным мемом, целью которых является "онаучивание" полученных результатов.

 

Диссертация на соискание ученой степени доктора медицинских наук "Иммуногенетика и клинические варианты хронического описторхоза удетей."

Диссертант - Кривцова Л.А., специальность 14.00.09 - педиатрия.

Омский государственный медицинский институт, Омск - 1993г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 66. 
"Статистическая обработка материала проводилась на микро-ЭВМ "Hewlett- Pachard 85A" США и электронной вычислительной машине ДВК-2. Вычислялись: средняя арифметическая (М), ошибка средней арифметической (m), среднее квадратичное отклонение . Достоверность различий двух выборок оценивалась с помощью критерия Стьюдента (t) и . "
1. Применение критерия Стьюдента требует обязательной проверки нормальности распределения вероятности случайной величины в сравниваемых группах. О данной проверке в диссертации нигде не упоминается. 

 

2. Применение критерия Стьюдента требует обязательного равенства генеральных дисперсий в сравниваемых группах. О данной проверке в диссертации нигде не упоминается.

 

Стр. 158 "Таблица 29. Показатели неспецифических факторов защиты с хроническим описторхозом у детей русского населения Омской и Тюменской областей (M±m)

 

1. В таблице 29 производится попарное сравнение между собой трех групп, что при использовании критерия Стьюдента недопустимо. В этом случае необходимо использовать методы общих линейных моделей (GLM), в частности линейные контрасты. 

 

2. Если остановиться только на сравнении отдельных групп больных с группой здоровых с помощью критерия Стьюдента, то в этом случае помимо нормальности распределения в каждой группе, должны быть равны и генеральные дисперсии. Гипотезу 
проверим с помощью F- критерия Фишера, который равен отношению двухвыборочных дисперсий. Напомним, что ошибка среднего "m" вычисляется поформуле: m=s/n. Отсюда найдем выборочную дисперсию: s2=(m2*n). Сравним дисперсии, например фагоцитарного числа (ФЧ) здоровых детей (9,8±1,2; n=40) и больных детей из Омской области (12,8±2,7; n=126). Вычислив F-критерий Фишера, получим, что F=15,947. При данных объемах выборок этому значению F-критерия отвечает достигнутый уровень значимости р=0,000000. Это означает, что генеральные дисперсии сравниваемых совокупностей не равны, и значит производить сравнение средних с помощью t-критерия Стьюдента нельзя. Проведя аналогичное сравнение группы здоровых (9,8±1,2; n=40) и группы больных из Тюменской области (12,9±2,2;n=50), получим, что F=4,2014 . Для данной величины F-критерия и объемов выборок достигнутый уровень значимости р=0,000005. Вывод тот же, что и выше. Мы проверили гипотезы для всех необходимых пар дисперсий. Лишь в одном случае гипотезу о равенстве дисперсий можно было принять при 5%-ном уровне значимости. 
Всего в диссертации приведено 50 таблиц, в которых порядка 1000 выражений "M±m , р < ". Выборочная проверка равенства дисперсий в сравниваемых группах этих таблиц дала такие же результаты.
Из чего следует, что выводы диссертанта  не могут считаться  корректно обоснованными методами статистики, а значит они сомнительны. Какова же в этом случае их ценность?

Показатели Больные хроническим описторхозом
Здоровые дети n=40 
Омская обл. n=126 
Тюменская обл. n=50
Лейкоциты  5,9±0,26 6,1±0,3 5,6±0,5
Эозинофилы, % 4,8±2,1 8,7±2,6** 2,8±1,2
Нейтрофилы, % 52,9±3,0 48,8±2,4 54,0±1,2
Лимфоциты, % 38,4±2,8 40,5±3,7 37,0±1,6
Моноциты, % 3,6±0,6 * 3,7±0,8* 6,0±2,1
Фагоцитарное число (ФЧ) 12,8±2,7* 12,9±2,2* 9,8±1,2
Индекс завершенности фагоцитоза (ИЗФ) 1,10±0,05* 1,04±0,02* 1,61±0,04
Гемолитическая активность комплекса (СН 50),усл. Ед. 76,4±2,8* 73,2±3,4* 88,0±3,2
Примечание: 

* - достоверность различия с контролем 
** - достоверность различия между группами

 

  
 Статья "Сравнительный анализ показателей иммунного статуса населения восточных
регионов СССР."

В.И.Коненков, Е.Л.Гельфгат, О.А.Васильева, Э.А.Кашуба, М.Г.Тузов,А.В.Крайнов, Т.П.Ветлугина, Г.В.Потапова, Т.Г.Дроздова, И.Ю.Юшкова, Е.В.Чебышева,А.Е.Кондаков.

Институт клинической иммунологии СО РАМН, Новосибирск,
НИИ психического здоровья Томского научного центра РАМН, Томск,
Тюменский медицинский институт Минздрава России, Тюмень.

Вестник РАМН, 1992, вып. 8, стр.47-49.

Цитата из статьи Наш комментарий
Стр. 48. Вестник РАМН, 1992, вып.8 

"В этих регионах по 10 унифицированным иммунологическим методам обследовано1500 человек, трудоспособных обоего пола в возрасте от 18 до 55 лет, не предъявляющих на момент обследования жалоб на состояние здоровья и активно работающих на производстве. ...

Полученные результаты обработаны методами вариационной статистики с использованием проверки выборки на соответствие законам нормального распределения и оценки достоверности различий по критерию Стьюдента [4]. 

1. В статье авторы не сообщают о результатах проверки нормальности распределения иммунологических показателей. Поскольку далее в табл. 1 приводятся результаты проверки гипотез о равенстве средних, то предположим, что для всех 70 групп (10 иммунологических показателей по 7 регионам) гипотеза о нормальности подтвердилась. Однако авторы ни слова не упоминают о втором необходимом условии - равенстве генеральных дисперсий.  Воспользуемся данными, приведенными ниже в табл. 1, и проведем такую проверку, подобно тому, как мы это делали выше. Поскольку для каждого региона авторы не сообщают объем выборки, примем, что эти объемы равные и в сумме составляют по данным статьи 1500 человек. В этом случае в каждом регионе было обследовано примерно 214 человек.                                               Приведём результаты проверки гипотезы о равенстве генеральных дисперсий лимфоцитов для сравнения Новосибирска с Магаданом (29,8±0,4) с (32,8±0,2) и Новосибирска с Норильском (29,8±0,4) с (39,0±0,7). Для первой пары значение критерия Фишера F=4, для второй пары F=3,06. В обоих случаях достигнутый уровень значимости р=0,000000 . Аналогичные результаты получены и для многих других пар сравнения. Это не позволяет принять нулевую гипотезу о равенстве генеральных дисперсий и, стало быть, не позволяет применять и t-критерий Стьюдента для проверки гипотез о равенстве генеральных средних. Из чего следует, что выводы авторов статьи  не могут считаться  корректно обоснованными методами статистики, а значит они сомнительны. Какова же в этом случае их ценность?

 

Цитата из статьи  
Стр. 48 Вестник РАМН, 1992, вып. 8 
Таблица 1 
"Показатели иммунного статуса населения различных регионов восточной части России (M±m)
Показатель

Новосибирск

Магадан Норильск Тюмень Томск

Приморский

край

Якутск
Лимфоциты, % 

Е-РОК, % 

ЕАС-РОК, % 

М-РОК, % 

Етч-РОК, % 

Етр-РОК, % 

Иммуноглобулин G, г/л 

Иммуноглобулин М, г/л 

Иммуноглобулин А, г/л 

Циркулирующие иммунные комплексы, У.Е.

29,8±0,4 

65,6±0,5 

18,4±0,6 

7,3±0,48 

11,4±0,9 

41,1±0,8 

12,26±0,62 
 
 

1,36±0,04 
 

2,16±0,25 
 
 

30,7±1,2

32,8±0,2* 

63,6±0,6* 

22,8±1,4*

------- 

10,7±0,5 

33,1±1,3 

15,51±0,19*  
 

1,66±0,04* 
 

2,31±0,03* 
 
 

--------

39,0±0,7* 

61,0±2,2* 

-------- 

8,0±0,49 

12,5±0,5 

37,1+0,8 

13,31±0,51 
 
 

1,38±0,02 
 

2,06±0,24 
 
 

54,0±1,7*

36,2±4,8 

55,2±2,5* 

13,1±1,2* 

-------- 

11,3±2,3 

35,8±3,3 

10,65±0,37* 
 
 

1,25±0,08 
 

1,99±0,20 
 
 

---------

34,4±4,8* 

62,8±2,0 

18,9±0,8 

7,1±0,66 

19,3±1,0* 

43,3±2,1 

13,40±0,55 
 
 

1,53±0,09 
 

2,40±0,12 
 
 

100,7±3,2*

32,5±0,4* 

76,5±1,5* 

------- 

15,3±0,48* 

22,6±1,8* 

54,4±2,1 

13,10±0,33 
 
 

1,19±0,05* 
 

2,57±0,12 
 
 

98,9±0,5*

37,7±0,8* 

53,4±2,5* 

------- 

11,7±1,42* 

11,4±4,26 

48,3±2,8* 

13,00±0,60 
 
 

1,02±0,07* 
 

2,27±0,15 
 
 

80,5±3,5*

Примечание. Звездочка - различия статистически достоверны ( p < 0,05) "

 

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Эпидемиология артериальной гипертензии, организация ее профилактики и лечения у женщин на промышленном предприятии города Владивостока."

Диссертант - Андрющенко И.В., специальность 14.00.06 - кардиология.

Владивостокский медицинский институт, Владивосток, - 1988г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 72 
"При проведении корреляционного анализа среди полученных попарно коэффициентов корреляции были отобраны коэффициенты значимо отличные от нуля на уровне р < 0,00001. Выявлена слабая положительная корреляционная связь среднего САД и ДАД с семейным положением /r=0,08/, наличием ночных смен в графикеработы /=0,09/, жилищными условиями /r=0,16/, т.е. все эти коэффициенты могут оказывать влияние на уровень АД." 

Стр. 91. 
"Для изучения связи АГ с данными акушерско-гинекологического анамнеза проведен корреляционный анализ. Обнаружены следующие положительные корреляционные связи: повышение АД во время беременности с наличием отеков /r=0,18/, судорог/r=0,15/, нефропатией беременности /r=0,20/ и т.д.". (Далее автор приводит несколько десятков подобных коэффициентов корреляции).

1. Парный корреляционный анализ требует, чтобы переменные, используемые в анализе, были либо количественными (непрерывными) либо ранговыми, порядковыми (дискретными). В диссертации не уточняется, какой именно коэффициент корреляции использовал автор. В Приложении 3 данной диссертации сообщается, что признак "семейное положение" имеет следующие градации и коды: холост - 1; женат- 2; вдов - 3; разведен - 4. Ответы на вопрос "Работаете ли Вы в ночной смене" имеют только две градации: "Нет" и "Да". Аналогичные дискретные градации приводятся в G. Glass. Statistical Methods in Education and Psychology. Приложении 3 и для остальных признаков упомянутых на стр. 72 и 91. Например, на стр. 169 в анкете "Вопросы для женщин" п.6. Во время беременности были ли у Вас: 
а) повышения кровяного давления - "нет-1", "да - 2", "неизвестно -9" 
в) отеки - "нет - 1", "да - 2", неизвестно - 9" 
г) судороги - "нет - 1", "да - 2", "неизвестно - 9". 
Такие же ответы предлагаются в анкете и по многим другим вопросам. 
Таким образом, используемые автором признаки не являются ни количественными (непрерывными), ни порядковыми (ранговыми).По этой причине использование коэффициентов корреляции не имеет смысла. 
Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 72 
"Для выявления зависимости АД от социально-бытовых условий жизни работниц применен более чувствительный метод исследования - множественная регрессия с использованием процедуры stepwise regression. Независимые переменные были следующие: 1 - семейное положение - С. 2. Образование - ОБ. 3. Дополнительная или сверхурочная работа - ДОП. 4. Работа в ночную смену - НС. 5. Обучение заочно или вечерне - ОЗ. 6. Средний доход на одного члена семьи - СД. 7.Жилищные условия - ЖУ. 
Если же за зависимую переменную принять САД, то уравнение множественной линейной регрессии примет следующий вид: САД = 140,833 + 0,880*С - 5,220*ОБ- 5,625*ДОП + 2,321*НС - 8,020*ОЗ + 1,655*СД + 2,036*ЖУ. Число прочитанных реализаций - 1961, множественный R-квадрат - 0,0942. 

При зависимой переменной ДАД уравнение выглядит так: ДАД = 90,705 +0,577*С- 2,761*ОБ - 2,230*ДОП + 1,732*НС - 5,142*ОЗ + 1,251*ЖУ (множественный R-квадрат - 0,0793)."

Регрессионный анализ используют в тех случаях, когда не только зависимая переменная является количественной, непрерывной, но и независимые переменные, называемые предикторами (предсказателями), также являются количественными, непрерывными. В данном случае зависимые переменные САД и ДАД отвечают этому требованию, тогда как независимые признаки являются дискретными признаками. Поэтому приведенные в диссертации уравнения регрессии не имеют смысла.

 

Статья "Феномен стабильности роста опухоли в организме хозяина. Новый подход к
концентрации роста и лечения опухоли."

Ф.В.Доненко, Л.В.Мороз.

НИИ клинической онкологии, Онкологический научный Центр РАМН, Москва.

Вестник РАМН, 1995, вып. 4, стр.14-16.

Цитата из статьи Наш комментарий
Стр.14 Вестник РАМН, 1995, вып. 4. 

"Статистическую обработку полученных данных проводили методом Фишера-Стьюдента. Различия считали достоверными при t < 0,05"

Авторы статьи путают такие понятия, как величина вычисленного t-критерия Стьюдента, и уровень значимости "р" отвечающий этой величине критерия.

 

  Диссертация на соискание ученой степени доктора медицинских наук "Нейрогуморальные механизмы адаптации к мышечной деятельности."

Диссертант - Баранов Н.Н., специальность 14.00.17 - нормальная физиология.

Молдавский государственный университет им. В.И.Ленина. Кишинев, -1990г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 117 
"Весь цифровой материал был подвергнут статистической обработке с помощью общепринятых в биологии и медицине методов (Каминский Л.С., 1959, Брехман И.И. 1979) Определяли достоверность различий с помощью t-критерия Стьюдента и эмпирический коэффициент корреляции". 
================= 
Далее автор приводит в многочисленных таблицах значения "М" (среднее арифметическое)," ± " и "±m" а также величины р1, р2 и р3 - уровни значимости полученные при сравнении средних контрольных и опытных групп. Например,табл.31 на стр. 174, табл. 32 на стр. 176, табл. 33 на стр. 179, табл.34 на стр. 180, табл. 35 на стр. 182 и т.д. Ниже приведем лишь один фрагмент из случайно выбранной табл. 59 на стр. 244: 

"Контрольная группа Опытные группы 
0,181±0,0579 (n=5) 0,4996±0,301 (n=5) (p < 0,037) 
0,087±0,33 (n=5) (p < 0,015) 
0,073±0,18 (n=5) (p < 0,004) "

1. Аналогично тому, как мы это делали выше, вычислим значения F-критерия Фишера и проверим гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах. В результате получим для первой пары F=27,025 (p=0,0037); для второй пары F=32,484 (p=0,0026); для третьей пары F=9,665 (p=0,0247). Таким образом, для всех трех пар гипотеза о равенстве дисперсий отвергается. По этой причине применение t-критерия Стьюдента недопустимо. Такие же результаты получены нами и при анализе результатов других аналогичных таблиц этой диссертации.

 


Статья "Кальцитриол: роль в регуляции эритропоэза, применение в лечении почечной анемии."

А.Ю.Николаев, П.В.Клепиков, С.В.Лашутин, А.В.Кухтевич.

Московская медицинская академия им. И.М.Сеченова.

Вестник РАМН, 1995г., вып.5, стр. 39-43.

Цитата из статьи Наш комментарий
Стр. 39-43 Вестник РАМН, 1995г., вып.5, 

"Полученные данные обработаны статистически с помощью стандартных пакетов программ". 

"Различие между группами в скорости прироста Ht были статистически высоко достоверны".

1. Авторы статьи не уточняют ни название стандарта, ни его регистрационный номер. По этой причине подобная ссылка на "стандартные пакеты программ" лишена всякой содержательности. 

2. В тексте статьи приведены обозначения среднего и ошибки среднего, но нет результатов сравнения групп по скорости прироста в виде конкретных значений достигнутых уровней значимости (p < ) или (p ) статистических критериев с помощью которых принято проверять декларируемые статистические выводы. Только в этом случае правомерны утверждения типа "статистически высоко достоверно". Можно предположить, что использованные авторами статьи" стандартные пакеты программ" не имели такой возможности... 

 

Диссертация на соискание ученой степени доктора биологических наук "Нейроэндокринные механизмы модификации метаболических функций под влиянием воздействий в раннем онтогенезе".

Диссертант - Лурье С.Б., специальность 14.00.17 - нормальная физиология.

Кемеровский государственный университет, Кемерово - 1994г.

Цитата из диссертации Наш комментарий  
Стр. 95 
Таблица 2 
"Влияние экспериментальных воздействий в раннем постнатальном онтогенезе на состояние эндокринно-метаболических функций у взрослых крыс (M±m)
1. Применение t-критерия Стьюдента требует обязательного наличия нормальности распределения вероятностей признака в сравниваемых группах и равенства генеральных дисперсий в этих же группах. Диссертант не сообщает ничего о проверке нормальности распределения. По данным таблицы 2 проверим несколько гипотез о равенстве генеральных дисперсий. Для удобства представления результатов этой проверки будем указывать вначале наименование признака (параметра), далее сравниваемые серии и затем значение F-критерия Фишера и достигнутый уровень значимости "р" для этого значения. 

Глюкоза, АБ: F=18,06 р=0,000000 
Глюкоза, АГ: F=40,64 р=0,000000 
СЖК, АБ, F=3,51 р=0,000575 
СЖК, АГ, F=4,257 р=0,0001 
11-ОКС, АБ, F=2,276, р=0,015 
ИРИ, АБ, F=3,25, р=0,000943 
ОКЯКС, АГ, F=5,37, р=0,000298 
Отн. площадь островковой ткани (поджелудочной железы), АВ, F=17,784   р=0,000105. 
Таким образом, гипотеза о равенстве генеральных дисперсий для этих серий не может быть принята, а значит и t-критерий Стьюдента для сравнения средних также не может быть использован.

Серии 
Параметры
А
Интактные
Б 
Глюкоза 
В 
Инсулин 
Г Преднизолон 
Д 
Физ. раствор 
Глюкоза, 
ммоль/л
7,0±0,51 
(n=30)
4,3±0,12* 
(n=30)
6,7±0,17 
(n=30)
4,7±0,08* 
(n=30)
6,3±0,14 
(n=30)
СЖК, 
ммоль/л
15,4±0,79 
(n=30)
22,0±1,48* 
(n=30)
16,1±1,12 
(n=30)
25,2±1,63* 
(n=30)
15,2±0,1 
(n=30)
Мочевина, ммоль/л 7,6±0,51 
(n=29)
8,1±0,27 
(n=30)
9,7±0,27 
(n=30)
21,6±0,38** 
(n=30)
7,2±0,82 
(n=15)
11-ОКС, 
мкг/л
104,0±8,9 
(n=29)
192±13,2* 
(n=30)
97±7,1 
(n=30)
76±8,3* 
(n=30)
102±2,3 
(n=30)
ИРИ, 
мкед/л
17,8±0,82 
(n=25)
13,2±0,39* 
(n=34)
10,9±0,38** 
(n=30)
12,3±0,61** 
(n=26)
18,2±0,42 
(n=5)
ОКЯСК* 
10кл/мг 
(тимус)
58,1±3,9 
(n=20)
54,0±2,81 
(n=20)
33,9±2,38* 
(n=10)
34,2±2,78* 
(n=20)
57,1±2,72 
(n=15)
Отн. площадь островковой ткани (поджелудочн. железа) 12,2±0,97 
(n=10)
11,1±0,29 
(n=10)
9,8±0,43** 
(n=10)
9,4±0,23 ** 
(n=10)
11,8±0,31 
(n=10)
Различия достоверны при сравнении с серией А: 
* - p < 0,05, ** - p < 0,001 , *** - p < 0,001 .
Стр. 90 
"2.15 Математическая обработка полученных результатов 
Полученные в экспериментах результаты подвергали статистической обработке по общепринятой методике с применением t-критерия Стьюдента.."
1. По данным таблицы 3 проверим гипотезы о равенстве генеральных дисперсий. Сравним дисперсии, например, для 9 и 30 дня. В первом случае получим величину критерия Фишера F=14,0625(р=0,000001), во втором же случае F=10,9483 (р=0,000003). Из этого следует, что генеральные дисперсии не равны, и значит, t-критерий Стьюдента применять нельзя.
Стр. 99 
"Таблица 3 
Влияние введения глюкозы в раннем онтогенезе на развитие животных (M±m)
Параметры Дни Интактные (А) Введение глюкозы (Б)
Длина тела 9 день 68,0±0,45 (n=18) 70,0±0,12 (n=18)
Длина тела 30 день 115,0±2,25 (n=18) 110,0±0,68 (n=18)
Длина тела 110 день 195,0±3,27 (n=18) 192,2±2,99 (n=18)
* - р < 0,01 по сравнению с животными серии А"

 

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Роль поджелудочной железы в регуляции антитрипсиновой и трипсиновой активности крови."

Диссертант - Афанасьева А.Н., специальность 14.00.17 - нормальная физиология.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1990г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 35. 
"Статистическая обработка результатов. 
При статистической обработке результатов расчитывалось среднее значение показателей (М) и ошибка среднего (m). Достоверность отличий оценивалась после проверки на нормальность распределения выборки по Т-критерию Стьюдента[15]. ...Достоверным считали отличия с уровнем доверительной вероятности P < 0,05 ". 

Стр. 37. 
"Табл. 1 
Контроль 1,10±0,15 (n=10) 
Опыт      3,21±0,6 (n=11) 
(p < 0,01) 

Контроль 1,10±0,15 (n=10)
Опыт      3,30±0,51 (n=8) 
(p < 0,01) 

Стр. 38 
Табл. 2 
Контроль
221,5±23,5 (n=12) 
Опыт 294,0±8,9 (n=11) 
 (p < 0,01)"

1. Обратимся к определению понятия доверительной вероятности, и применив его, оценим смысл авторского утверждения. Для этого используем популярную среди биологов и медиков книгу Г.Ф. Лакина "Биометрия" (Москва, изд-во "Высшая школа", 1990. - 352с.), в которой на стр. 106 читаем следующее. "Вероятности, признанные достаточными для уверенного суждения о генеральных параметрах на основании известных выборочных показателей, называют доверительными. Понятие о доверительных вероятностях предложено Р. Фишером. Оно вытекает из принципа, который положен в основу применения теории вероятностей к решению практических задач. Согласно этому принципу, маловероятные события считаются практически невозможными, а события, вероятность которых близка к единице, принимают за почти достоверные. Обычно в качестве доверительных используют вероятности Р1=0,95; P2=0,99 и P3=0,999."
Следуя авторскому утверждению получается наоборот, что события с вероятностью  Р < 0,05 принимаются им за достоверные. Иными словами, диссертант утверждает, что верит собственным результатам не более, чем на 5%! К сожалению, такое абсурдное утверждение ничуть не смутило ни рецензентов диссертации, ни членов диссертационного совета, ни экспертов ВАК. Причина этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других  в области статистики, такой же, что и у диссертанта... 
Не есть ли это пример "статистических гитик", следуя терминологии С.Е.Бащинского? По-видимому, данные утверждения являются не более чем камуфляжными мемами, целью которых является "онаучивание" полученных результатов.
2. В тексте диссертации нигде ничего не сказано ни о том, каким образом производилась проверка на нормальность распределения, ни о результатах этой проверки для всех случаев сравнения средних. Предположим, что в данном исследовании действительно во всех случаях сравнения наблюдалось только нормальное распределение. Однако в диссертации ничего не сообщается о проверке второго условия, выполнение которого обязательно при использовании критерия Стьюдента. В 10 таблицах приводятся выражения типа "M±m, p <". Выберем две первые таблицы с такими выражениями и проверим гипотезу о равенстве генеральных дисперсий в сравниваемых группах. 
Для первой пары дисперсий табл. 1 получаем значение критерия Фишера F=18,192 . Для объемов выборок равных 10 и 11 имеем достигнутый уровень значимости р=0,000087. Аналогичный результат получен и для второй пары дисперсий: F=9,248 (р=0,0017). 
Для табл. 2 имеем значение критерия Фишера F=7,606 и достигнутый уровень значимости (при объемах выборок 12 и 11) р=0,0016. 
Вывод: генеральные дисперсии в сравниваемых группах не равны. Аналогичные результаты получены и в большинстве других таблиц этой диссертации. Таким образом, даже если предположить, что в обеих группах переменная имеет нормальное распределение, то генеральные дисперсии сравниваемых популяций не равны, и значит производить сравнение средних с помощью t-критерия Стьюдента нельзя.

    На файле "Поиски методов или результатов статистического анализа" сообщается, что сейчас на сайте БИОМЕТРИКА  размещено 4162 htm-файлов, 651 pdf-файлов, 152 djvu-файлов, и т.д. И там же приводятся описания групп конкретных файлов. В частности по методам статистического анализа, их отличным результатам, отзывам авторов, книгам этих методов, статистике посещаемости сайта БИОМЕТРИКА, и т.д. Далее приведено подробное пояснение поиска нужных файлов системой Google, которая там же и помещена. А после системы Google размещены популярные 341 htm-адресов и 79 адресов pdf-адресов. Итак, для оперативного выбора конкретного нужного файла на данном сайте БИОМЕТРИКА , рекомендую перейти на файл "Поиски методов или результатов статистического анализа". Можете просматривать все графики по данной тематике.


1997 - 2020.© Василий Леонов. E-mail: 

Доказательная или сомнительная? Медицинская наука Кузбасса: статистические аспекты.

Зачем нужна статистика в доказательной медицине? 

Доклад "Почему и как надо учить медиков статистике?" В. Леонов.