Яндекс.Метрика

Ошибки медицинской статистики

Каждый слышит то, что понимает. Гете

Статистика посещаемости БИОМЕТРИКИ

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

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

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

Редактор БИОМЕТРИКИ
В. Леонов

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

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

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


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

Отзывы заказчиков по статистическому анализу данных

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


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

Фоторепортаж с Конференции по доказательной медицине в Ереване.

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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


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

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

Отзывы слушателей семинара по биометрике в Петропавловске-Камчатском


Последние отзывы на проведённый анализ данных

Ахметов А., Казахстан.

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Крупская Ю.А. (Ростов-на-Дону)

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

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

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

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

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


Новые полезные книги...

(Заказать книгу можно через издательство)

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

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

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

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

 

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 кандидата биологических наук "Влияние оксибутирата лития на функциональное состояние коры и подкорковых образований мозга кроликов (экспериментальное исследование)."

Диссертант - Замощина Т.А., специальность  14.00.25 - фармакология.

Томский медицинский институт, Томск - 1983г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
 стр. 38."Статистическую обработку полученных во всех сериях экспериментальных данных проводили по методу Стьюдента". 1. В диссертации не сообщается, как проверялись условия допустимости применения критерия Стьюдента.
Стр. 37. "Ректальную температуру (см. п.3.5) и птоз (по 4-х балльной системе) оценивали через 30, 60 и 120 мин после введения оксибутирата лития" 
Стр. 110 "Таблица 29 Влияние оксибутирата лития (10мг/кг, однократно через 18 ч после 2 мг/кг резерпина) на развитие блефароптоза (баллы) и гипотермии (dt 0C) у мышей (M±m; средние из 8-10 наблюдений."
Аналогичные заголовки к таблицам, содержащие упоминание об оценке развития блефароптоза в 4-х балльной системе, содержатся на стр. 112 (табл. 30), стр. 114 (табл. 31, и на стр. 115 (табл. 32).  Таким образом, диссертант применила t-критерий Стьюдента к дискретным балльным оценкам, что не допустимо. Данный критерий можно использовать только с том случае, если переменная является количественной, и в каждой из сравниваемых групп выполняются два обязательных условия. 

Диссертация на соискание ученой степени доктора биологических наук "Хронобиологические основы нейротропных эффектов солей лития."

Диссертант - Замощина Т.А., специальность  14.00.17 - нормальная физиология,  14.00.25 - фармакология.

Томский государственный университет,
Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1997 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 37, 39. "Эксперименты выполнены на 1270 крысах линии  Вистар массой 180-240 г и 1020 белых беспородных мышах массой 22-28 г , выращенных в питомнике"Рассвет" объединения "Вирион" (Томский НИИ вакцин и сывороток) или виварии медицинского университета. ... 
Угнетение центральной и периферической нервных систем оценивали по тесту "открытое поле", ректальной температуре и блефароптозу. Последний оценивался в баллах ". 
В описании экспериментальной части диссертации не указывается, с помощью каких  критериев производилась проверка нескольких сот статистических гипотез о равенстве средних приведенных в 34 таблицах. В личной беседе автор сообщила, что проверка производилась с помощью t-критерия Стьюдента. На вопрос о проверке нормальности исследуемых при этом переменных, диссертант ответила, что нормальность  распределения не проверялась. Не производилась проверка и второго необходимого условия. Таким образом, в докторской диссертации были повторены те же ошибки, которые диссертант допустила ранее в своей кандидатской диссертации: t-критерий Стьюдента был использован для проверки гипотез о равенстве средних для дискретного, балльного признака имеющего 4 градации. Для других же количественных признаков не проверялось выполнение двух обязательных условий применимости этого статистического критерия. Если предположить, что в нескольких сотнях выборок все же наблюдается нормальность распределения (что весьма маловероятно), то в большинстве случаев не выполняется второе необходимое условие. Ниже приведены результаты проверки гипотезы о равенстве генеральных дисперсий для нескольких случаев сравнения средних, где автор указывает на достоверное отличие средних (р < 0,05).  Кроме номера таблицы мы приводим значения групповых средних  М, ошибок этих средних m, и объемов сравниваемых групп n в следующем виде:   M1±m1 (n1) и M2±m2 (n2). После чего приводится вычисленное значение F-критерия Фишера и достигнутый уровень значимости "р =   " подобно тому, как это уже делалось ранее. 
Табл.1 
37,8±0,04 (11) c 36,8±0,22(11) F=30,15 р=0,000004
5,62±0,21(12) c 6,62±0,01(12) F=441 p=0,000000
92,4±7,1 c 74,2±3,3(12) F=4,629 p=0,0087 
Табл.3 
225±99(18) с 269±45(11) F=7,92 p=0,001 
9,5±4,1(18) c 4,7±1,8(11) F=8,49 p=0,000767 
4,6±1,6(18) c 8,2±4,4(11) F=4,622 p=0,00895
2,3±1,1(18) c 2,1±0,7(20) F=2,222 p=0,0477
2,3±1,1(18) c 1,1±0,4(11) F=6,8 p=0,00195 
Табл.6 
18±8,1(8) с 66±20(8) F=6,8 p=0,0147 
3±1,2(6) с 0,5±0,05(6) F=576 p=0,000001 
66±20(8) с 352±80(6) F=12 p=0,002 
Табл.7 
2,8±0,8(12) с 0,9±0,1(12) F=64 p=0,000000 
3,3±1,1(8) с 0,9±0,3(8) F=13,44 p=0,0014 
12,9±4,1(8) с 3,0±0,3(8) F=186,778 p=0,000000 
     Мы не приводим все аналогичные результаты анализа выполненного нами выборочно для нескольких десятков сравнений. Более чем в 90% случаев они приводили к отвержению гипотезы о равенстве генеральных дисперсий. Таким образом, в этих случаях мы имеем дело с так называемой проблемой Беренса-Фишера, когда критерий Стьюдента неприменим. Напомним, что всего в 34 таблицах диссертации содержится несколько сот сравнений средних. На основании приведенных выше аргументов можно сделать заключение о сомнительности имеющихся в диссертации результатов сравнения для нескольких сот средних. 

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Исходы нестабильной стенокардии на догоспитальном и госпитальном этапах."

Диссертант - Харьков Е.И., специальность  14.00.06 - кардиология.

Красноярский медицинский университет, Красноярск - 1987 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 37 " Затем находилась достоверность различий (Та ) по критерию Стьюдента при уровне доверительного интервала Р=0,05".  В данном контексте словосочетание "- при уровне доверительного интервала Р=0,05" не имеет смысла. Видимо автор подразумевает под Р=0,05 доверительную вероятность. Однако и в этом случае подобное утверждение также бессмысленно.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." Из этого можно сделать вывод, что диссертант не понимает смысла таких понятий,  как доверительный интервал,  доверительная вероятность и уровень значимости.  Очевидно, что данная идиома является рекомбинацией трех камуфляжных мемов
     К сожалению, такое абсурдное утверждение ничуть не смутило ни рецензентов этой диссертации, ни членов самого диссертационного совета, ни экспертов ВАК. Причина этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других  в области статистики, такой же, что и у диссертанта.

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Лечение медикаментозно-резистентных суправентрикулярных тахиаритмий трансвенозной электродеструкцией предсердно-желудочкового соединения сердца."

Диссертант - Резапов Б.Р., специальность  14.00.06 - кардиология.

НИИ кардиологии Томского научного центра РАМН, Томск - 1988 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 52 "Полученные данные обработаны статистически на ЭВМ "Искра-1256" с использованием критерия Т Стьюдента". В тексте диссертации не проводятся результаты проверки выполнения условий допустимости применения t-критерия Стьюдента. Мы проверили гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в одной из таблиц (табл. 2 стр. 52) содержащих результаты сравнения средних, где диссертант сделал вывод о различии средних. Наши результаты проверки гипотез о дисперсиях приведены ниже: 

13,2±0,78 (5) c 33,0±2,72(5) F=12,6 р=0,016
40,5±3,29(5) c 95,4±12,54(5) F=14,53 p=0,012 
29,4±1,47(5) c 55,5±4,49(5) F=9,33 p=0,026 

Как видим, гипотезы о равенстве дисперсий имеет смысл отклонить. Таким образом, мы имеем дело с так называемой проблемой Беренса-Фишера, когда критерий Стьюдента неприменим. Из этого следует, что выводы диссертанта по данной таблице сомнительны..

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Диагностическое значение показателей кислородного обеспечения организма при физической нагрузке в оценке функционального состояния больных ишемической болезнью сердца."

Диссертант - Соколов А.А. , специальность 14.00.06 - кардиология.

НИИ кардиологии Томского научного центра РАМН, Томск - 1987 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 44. 
"Статистическую обработку цифровых данных производили методом вариационной статистики с определением критерия Стьюдента. Цифровые значения показателей кислородного обмена у больных при лечении коринфаром оценивались при помощи непараметрического критерия Вилкоксона.
1. В диссертации не сообщается, как проверялись условия допустимости применения критерия Стьюдента. 
2. Утверждение о том, что "Цифровые значения ... оценивались при помощи непараметрического критерия Вилкоксона" лишено всяческого смысла. К примеру, как можно с помощью непараметрического критерия Вилкоксона оценить средние значения тех или иных показателей кислородного обмена, или дисперсии этих показателей и т.д. Можно полагать, что данный статистический мутант является результатом рекомбинации нескольких камуфляжных мемов .

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Особенности эпидемиологии и профилактики артериальной гипертензии среди работников предприятий химической промышленности."

Диссертант -Моисеев Ю.М., специальность  14.00.06 - кардиология.

НИИ кардиологии Томского научного центра  РАМН, Томск - 1989 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 56. "Математическая обработка результатов эпидемиологического исследования проводилась на ЭВМ ЕС-1035 при помощи пакета прикладных программ BMDP - Достоверность различия изучаемых признаков оценивалась по Т-критерию Стьюдента с использованием математико-статистических таблиц значения Т при данном числе степеней свободы и величине вероятности Р. Различия признавались статистически достоверными при Р<0,05". В пакете программ BMDP программа P3D (сравнение двух групп с помощью t-критерия Стьюдента), имеет весь необходимый сервис: вычисляет значение самого критерия Стьюдента, число степеней свободы и достигнутый при этом уровень значимости. Таким образом, пользователю остается только сравнить вычисленное значение уровня значимости "р" с задаваемым им критическим уровнем, в данном случае с величиной 0,05 и необходимости в использовании любых таблиц в этом случае нет. Возникает вопрос, с какой же целью диссертант. обращался к использованию "математико-статистических таблиц"? (Более подробно на эту тему см. "Международный журнал медицинской практики", вып. 4, 1998г. стр.10). 

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Характеристика состояния мембраны эритроцитов периферической крови у детей в норме, с инсулинзависимым сахарным диабетом и острой пневмонией."

Диссертант -Батухтин А.А., специальность  14.00.17 - нормальная физиология,  14.00.16 - патологическая физиология.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1998 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 46. "Нормальность распределения результатов во всех сформированных группах определяли путем подсчета асимметрии и эксцесса выборки. Для сравнения групповых средних и вариаций использовали параметрический t-критерий Стьюдента". Выборочные оценки асимметрии и эксцесса сами по себе еще не являются показателями того, что распределение вероятностей соответствует нормальному закону. В качестве грубой оценки нормальности иногда используют так называемое правило П.Чебышева, в котором в том числе используются оценки и этих параметров выборки. Однако в работе ничего не сообщается о том, каков же был результат упомянутой проверки на "нормальность распределения результатов во всех сформированных группах". Весьма сомнительно, что во всех группах всегда обнаруживалось нормальное распределение. Предположим, что это первое из двух необходимым условий действительно выполнялось для всех без исключения групп, что само по себе весьма маловероятно. Сделаем выборочную проверку выполнимости второго обязательного условия применения критерия Стьюдента только для тех случаев, где автор утверждает различие средних. Как и выше будем указывать номер таблицы содержащей сравниваемые группы и характеристики выборок. 

Стр.55 табл.5. 

1,94±0,22 (19) c 4,80±0,57(13) F=4,593 р=0,0019

1,94±0,22 (19) c 4,46±0,62(17) F=7,106 р=0,000076 

Стр. 76 табл. 14 

1,64±0,25 (18) c 2,27±0,61(16) F=5,295 р=0,00076 

Аналогичные результаты получены и для многих других сравнений. Как видим, гипотезы о равенстве дисперсий имеет смысл отклонить. Таким образом, мы имеем дело с так называемой проблемой Беренса-Фишера, когда критерий Стьюдента неприменим. Из этого следует, что выводы диссертанта по данным таблицам сомнительны. Обратим также внимание на то, что, как утверждает диссертант, t-критерий Стьюдента был использован им также и для сравнения групповых вариаций. Однако и о результатах подобных сравнений в работе также ничего не сообщается. Не объясняет автор и то, что такое групповые вариации и как они вычисляются. Впрочем, такое встречается не так уж и редко. 

Статья "Анализ взаимосвязи полиморфизма С677Т гена метилентетрагидрофолатредуктазы с клиническими проявлениями атеросклероза."

М.Г. Спиридонова1, В.А. Степанов1, В.П. Пузырев1, Р.С. Карпов2.

1 Научно-исследовательский институт медицинской генетики Томского научного центра Сибирского отделения РАМН (директор - академик РАМН В.П. Пузырев).
2 Научно-исследовательский институт кардиологии Томского научного центра Сибирского отделения РАМН (директор - академик РАМН Р.С. Карпов).

Генетика, вып. 9, 2000, стр. 1269-1273.

Цитата из статьи. 
Стр. 1270 "Для всех статистических тестов в качестве критерия статистической достоверности рассматривался уровень значимости более 0,95." . 
Наш комментарий.
Авторы сообщают, что в своей работе они использовали  "... уровень значимости более 0,95". Обратимся к толкованию этого термина в "Статистический словарь"/ Гл. ред. М.А. Королев, - 2-е изд., перераб. и доп. -  М.: Финансы и статистика. -  1989. - 623с. На стр. 542 читаем: "УРОВЕНЬ ЗНАЧИМОСТИ - одна из характеристик качества критерия статистической проверки гипотез. Пусть выдвинута гипотеза H0 (основная, или "нулевая"). Всякое стат. решение, принимаемое на основе ограниченного ряда наблюдений, неизбежно сопровождается вероятностью ошибочного заключения.  С вероятностью альфа гипотеза H0 может оказаться отвергнутой, в то время как на самом деле она является справедливой (ошибка первого рода), или наоборот, с вероятностью бэта может быть принята гипотеза H0 в то время, как на самом деле она является ошибочной (ошибка второго рода). ... В частности, при фиксированном объеме выборки обычно задаются величиной альфа вероятности ошибочного отвержения проверяемой  гипотезы H0 . Эту вероятность ошибочного отклонения "нулевой" гипотезы принято называть УРОВНЕМ ЗНАЧИМОСТИ... На практике часто пользуются след. стандартными значениями альфа: 0,1 , 0,05 , 0,025 , 0,01 , 0,005 , 0,001. Особенно распространенной является величина УРОВНЯ ЗНАЧИМОСТИ  альфа равная 0,05. Она означает, что в среднем в пяти случаях из ста ошибочно отвергают высказанную гипотезу при пользовании данным критерием статистическим.
Таким образом, используя уровень значимости более 0,95 , авторы ошибочно отвергали высказанные гипотезы более чем в 95 случаях из 100! О какой же достоверности можно говорить в этом случае?

Дополним это толкование термина "УРОВЕНЬ ЗНАЧИМОСТИ" обратившись к определению понятия доверительной вероятности, и, применив его, объясним 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.107 читаем следующее. "...С доверительной вероятностью тесно связан уровень значимости альфа, под которым понимают разность альфа=1-Р."  Следуя авторскому утверждению получается, что при уровне значимости более 0,95 они использовали доверительную вероятность  менее 0,05! Фактически авторы утверждают, что они верят собственным результатам менее, чем на 5%!  Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть их надежность весьма сомнительна. 
   К сожалению, такое абсурдное утверждение ничуть не смутило ни редакцию журнала "Генетика", ни рецензентов этой статьи. Причина этого видимо в том, что уровень знаний в области статистики, как у одних, так и у других, такой же, что и у авторов статьи.

   Аналогичную ошибку допустили и авторы статьи "Влияние излучения He-Ne лазера на ферментативную активность и оптические свойства каталазы." (Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 6, 2000, стр. 633-636.) 

   В заключении отметим, что в ГОСТ 11.001-73 "Прикладная статистика. Ряды предпочтительных численных значений статистических характеристик" непосредственно перечисляются рекомендуемые значения подобных величин. К сожалению, после того, как в 1946 г. по распоряжению."народного академика" Т.Д.Лысенко был уничтожен весь тираж стандарта по методике опытов (ГОСТ 3478-46)  в  биологии и медицине так и не появились аналогичные отраслевые стандарты... 
Примеры других аналогичных нелепостей смотрите в разделе "Типология описания использованных методов" нашей работы "Долгое прощание с лысенковщиной".

Диссертация на соискание ученой степени доктора медицинских наук "Механизм прогрессирования почечной недостаточности и клинико-патогенетическое обоснование эндоваскулярной лазеротерапии при нарушениях функции почек."

Диссертант - Гринштейн Ю.И., специальность  14.00.16 - патологическая физиология, 14.00.05 - внутренние болезни.

Сибирский государственный медицинский университет, Красноярск - 1994 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
 Стр. 75. "Статистическая обработка материала производилась по методу Стьюдента. - Выполнялось определение достоверности различий средних - критерий Стьюдента (Р)"  В диссертации не сообщается о проверке условий применимости критерия Стьюдента. Используя приведенные в диссертации таблицы, проведем выборочную проверку гипотез о равенстве генеральных дисперсий для нескольких пар. Используем при этом только те пары, для которых автор утверждает наличие различий между средними. 

Стр. 144А, табл. 24 
3,93±0,11 (30) c 6,18±0,37(30) F=11,314 р=0,00007
9,75±1,65 (15) c 12,2±2,85(15) F=2,983 р=0,0249 

Стр. 205, табл. 36 
1,29±0,12 (35) c 1,03±0,025(20) F=40,32 р=0,000000 
1,61±0,18 (35) c 1,01±0,025(20) F=90,72 р=0,000000

Поскольку гипотезы о равенстве дисперсий отклоняются, то мы имеем дело с так называемой проблемой Беренса-Фишера, когда критерий Стьюдента неприменим. Из этого следует, что выводы диссертанта по данным таблицам сомнительны.

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Арефлюксные гастротома и еюностома".

Диссертант - Васильченко М.И., специальность  14.00.27 - хирургия.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1996 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
 Стр. 38 "Фактические данные обработаны методами математической статистики для малых выборок на ЭВМ: 

- метод сравнения средних 

- метод сравнения дисперсий 

- проверка гипотиз (так в тексте - В.Л.) по критерию "хи-квадрат"

 Внимательное изучение материала диссертации не позволило обнаружить ни явных, ни косвенных признаков применения автором указанных в диссертации "методов математической статистики для малых выборок на ЭВМ". В том числе не были обнаружены признаки применения методов сравнения средних, методов сравнения дисперсий и проверки гипотез по критерию "хи-квадрат". Видимо упоминание в тексте диссертации об этих методах является не более чем камуфляжным мемом .

Диссертация на соискание ученой степени доктора биологических наук "Роль трипсина в регуляции моторной функции тонкой кишки."

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

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1992 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 49. "Достоверными считали различия с уровнем доверительной вероятности меньше 0,05". Обратимся к определению понятия доверительной вероятности, и применив его, оценим смысл авторского утверждения. Для этого используем популярную среди биологов и медиков книгу Г.Ф. Лакина "Биометрия" (Москва, изд-во "Высшая школа", 1990. - 352с.), в которой на стр. 106 читаем следующее. "Вероятности, признанные достаточными для уверенного суждения о генеральных параметрах на основании известных выборочных показателей, называют доверительными. Понятие о доверительных вероятностях предложено Р. Фишером. Оно вытекает из принципа, который положен в основу применения теории вероятностей к решению практических задач. Согласно этому принципу, маловероятные события считаются практически невозможными, а события, вероятность которых близка к единице, принимают за почти достоверные. Обычно в качестве доверительных используют вероятности Р1=0,95; P2=0,99 и P3=0,999." Утверждение же диссертанта о том, что "Достоверными считали различия уровнем доверительной вероятности меньше 0,05" фактически означает, что результатам сравнения он доверял меньше чем на 5% . Из этого можно сделать вывод, что диссертант не понимает смысла таких понятий,  как доверительный интервал,  доверительная вероятность и уровень значимости.  Очевидно, что данная идиома является рекомбинацией трех камуфляжных мемов
     К сожалению, такое абсурдное утверждение ничуть не смутило ни рецензентов этой диссертации, ни членов самого диссертационного совета, ни экспертов ВАК. Причина этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других  в области статистики, такой же, что и у диссертанта.

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Лечение острого послеабортного эндрометрита методом эндоваскулярного лазерного облучения."

Диссертант - Захарова И.В., специальность  14.00.01 - акушерство и гинекология.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск - 1997 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
 Стр. 2 

" - достоверность среднего значения исследуемых величин 

F - критерий согласия Фишера 

------- 

Р - доверительный интервал".

 1. Ни в одном из многих изученных нами учебников по математической статистике мы не нашли объяснение использованному диссертантом понятию "достоверность среднего значения исследуемых величин". Нет его и в "Статистическом словаре" (М.: Финансы и статистика, 1989. - 623с.). Содержание этого понятия трудно представить, поскольку под достоверностью принято обычно понимать величину, имеющую смысл вероятности. А вероятность, как известно, изменяется в интервале от 0 до 1. Тогда как средние "значения исследуемых величин" в принципе могут принимать самые различные значения. Как можно, к примеру, определить "достоверность" среднего значения возраста больных равного 34,7 года, или среднего артериального давления равного 85 мм рт. ст.? 
2. Аналогичное замечание относится и к понятию "F - критерий согласия Фишера". Такого критерия просто не существует. Есть F-критерий Фишера-Снедекора, обычно называемый просто критерием Фишера, по фамилии английского математика и генетика Рональда Фишера, впервые предложившего его. Есть и критерии согласия. Приведем ниже определение термина "критерий согласия" из упоминавшегося выше "Статистического словаря": КРИТЕРИЙ СОГЛАСИЯ - критерий статистический, предназначенный для проверки гипотезы Н0 о том, что ряд наблюдений х1, х2, -, хn образует случайную выборку, извлеченную из совокупности генеральной Х с функцией распределения F(x)=F(x; 1 2 , -, k), где общий вид функции F(x) считается известным, а параметры 1 2 , -, k от которых она зависит, могут быть как известными, так и неизвестными". В частности, при проверке гипотезы о нормальности распределения как раз и используются те или иные критерии согласия. Судя по всему, данное словосочетание есть рекомбинация двух мемов: первый мем содержит в себе обозначение критерия Фишера "F", тогда как второй мем состоит из понятия "критерий согласия". 

3. Приведем определение доверительного интервала из того же "Статистического словаря": " - оценка параметра или значений закона (например, плотности вероятностей или функции распределения) распределения в виде интервала, концами которого являются оценки точечные. Оценка интервальная характеризуется двумя основными параметрами: точностью, измеряемой обычно половиной длины интервала, и доверительной вероятностью гамма накрытия этим случайными интервалом неизвестного значения параметра или значения закона распределения". Итак, как следует из этого определения, для задания доверительного интервала необходимо задание трех величин, а не одной, как написано у автора. Видимо и это словосочетание также является рекомбинантным мемом .

Диссертация на соискание ученой степени кандидата медицинских наук "Реактивность больных с неспецифическими воспалительными заболеваниями придатков матки."

Диссертант - Дергачева Т.И., специальность  14.00.16 - патологическая физиология, 14.00.01 - акушерство и гинекология.

Институт клинической и экспериментальной лимфологии СО РАМН, Новосибирск - 1996 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
 Стр. 87. "Полученные данные были подвергнуты статистической обработке на IBM PC 386SX с помощью пакета прикладных программ STATGRAF с вычислением средней арифметической (М), ошибки средней арифметического (m), сравнению выборок по критерию Стьюдента, использованием корреляционного и регрессионного анализов".   1. Статистический пакет разработанный американской корпорацией Manugistics называется STATGRAPHICS, а не STATGRAF

2. В диссертации 46 таблиц, в большинстве из которых содержатся выражения типа    M ± m     и   p < 0,05. На трех страницах диссертации действительно приведены 10 коэффициентов корреляции, однако нигде нет никаких результатов использования регрессионного анализа. Видимо, упоминание в тексте диссертации о регрессионном анализе, является просто камуфляжным мемом, имеющим цель повысить "наукоемкость" работы...

Диссертация на соискание ученой степени доктора медицинских наук "Клиническая оценка реакции нейтрофилов при острой пневмонии у детей."

Диссертант - Климов В.В., специальность  14.00.09 - педиатрия, 14.00.36 - аллергология и иммунология.

Томский медицинский институт, Томск - 1989 г.

Цитата из диссертации Наш комментарий
Стр. 33 "Статистическая обработка данных ... проводилась на основе пакета ... анализа биомедицинской информации "BMDP" ... Использованы вариационный, корреляционный, регрессионный (109), факторный (117), кластерный анализы (29, 212) на ЭВМ ЕС 1033. .. Проверка достоверности выявленных различий осуществлялась по критерию Стьюдента...". 

Стр. 150 "В результате проведенного анализа 224 случаев пневмонии на древовидной схеме выделилось 5 кластеров (см. рис. 5.10), соответствовавших 5 группам больных". 
 
 
 
 
 
 

1. Из содержания диссертации непонятно, что подразумевает автор под "вариационным анализом". 
2. В диссертации имеется ряд таблиц, содержащих результаты факторного анализа. Так, на стр. 69 автор сообщает: "При выявлении факторных вкладов, определяющих приоритетное влияние на критерий "клиническая форма", установлено, что превалируют четыре главных фактора, составляющие 60,1% объясняемой дисперсии, т.е. степени воздействия их на описываемый критерий (см. табл. 3.13). 
 

Таблица 3.13  Факторные вклады, определяющие клиническую форму пневмонии 

Вклад фактора
Признак и его характеристика 
Коэффициент корреляции 
I (22,6%) Аномалии иммунитета 
Стигмы дисэмбриогенеза 
Аллергические диатезы 
ЧРЗ (частые респираторные заболевания)
0,724 
0,625 
0,574 
0,502
II (16,0%) Хронические очаги в носоглотке 
Паразитарные инвазии 
Преморбидный фон (без иммунопатологии)
0,702 
0,616 
-0,599
III (11,2%) Аллергические реакции 
Этиология (возбудитель)
0,768 
0,598
 IV 10,3%)  Неблагоприятное микросоциальное окружение  0,900
Как видно из заголовка второго столбца табл. 3.13, используемые автором признаки являются дискретными, качественными признаками. Факторный же анализ базируется на анализе непрерывных, количественных признаков. Обратимся к описанию процедуры факторного анализа Р4М приведенной на стр. 21-30 второй части 44-го выпуска сборника "Программное обеспечение ЭВМ" (Минск, 1983), в двух частях которого содержится описание всех процедур упоминаемого диссертантом пакета BMDP. "Программа Р4М выполняет факторный анализ корреляционной или ковариационной матрицы, воспроизводя ее в пространстве меньшей размерности с помощью матрицы факторных нагрузок и корреляций между факторами. - Так как процедура выделения факторов имеет неоднозначное решение, то для введения ограничений, связанных с возможностью дать каждой переменной в пространстве общих факторов простое факторное объяснение, производится вращение факторов". Исходя из этого можно утверждать, что полученные диссертантом результаты факторного анализа искаженно отражают истинную структуру связей признаков. Более того, поскольку в данной процедуре может быть использовано достаточно большое количество алгоритмов вращения факторов, то приведенное автором решение является одним из многих. При выборе другого алгоритма вращения мы получим другие вклады факторов, а также и другие коэффициенты связи исходных признаков и фактора. Автор не приводит своих аргументов в пользу выбора данного решения, по сравнению с другими аналогичными решениями. Не уточняет автор и выбранный им алгоритм вращения факторов. 

3. Аналогичные вопросы выбора приводимого в диссертации решения из многих возможных решений возникают и при знакомстве с результатами использования диссертантом кластерного анализа. Как и во многих других многомерных методах статистики, процедура кластерного анализа может породить множество решений. Каждое из таких решений определяется собственной уникальной комбинацией нескольких параметров, основными из которых являются мера расстояния между наблюдениями, мера расстояния между кластерами и алгоритм кластеризации. Кроме того, разномасштабность количественных признаков, а также совместное использование количественных и качественных признаков еще более усложняют выбор этой комбинации. Приведенное же диссертантом решение является одним из очень многих возможных кластерных решений и без его сравнения с другими аналогичными решениями утверждать его предпочтительность весьма проблематично. 

4. В тексте диссертации не проводятся результаты проверки выполнения условий допустимости применения t-критерия Стьюдента. Мы проверили гипотезы о равенстве генеральных дисперсий случайно выбрав одну из таблиц (табл. 5.15 стр. 168), в которой  диссертант делает заключения о различии средних. Наши результаты проверки гипотез о дисперсиях приведены ниже: 
4,5±0,9 (19) c 1,5±0,02(32) F=1202 р=0,000000
16,3±2,1(31) c 8,3±0,6(235) F=1,616 p=0,027 
23,5±2,8(34) c 22,9±0,7(285) F=1,908 p=0,0028 
7,6±1,5(34) c 7,6±0,4(235) F=1,677 p=0,014 
Как видим, гипотезы о равенстве дисперсий имеет смысл отклонить. Таким образом, мы вновь имеем дело с проблемой Беренса-Фишера, когда критерий Стьюдента неприменим. Из этого следует, что выводы диссертанта по данной таблице сомнительны.

 

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

Доказательная или сомнительная? Медицинская наука Кузбасса: статистические аспекты.

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

Возврат на главную страницу.

Т. Кун "Структура научных революций"