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 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 сайтеБИОМЕТРИКА, 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 исследователями базы данных, описания признаков и целей статистического анализа этой базы данных

Островок  здоровья

Пример 1  Пример 2 
  Пример 3


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....

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...

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 исследователями базы данных, описания признаков и целей статистического анализа этой базы данных

Островок  здоровья

Пример 1  Пример 2 
  Пример 3

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.

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.

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.


    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.


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.

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...

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.

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

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. Причина такой благодарности следующая. Помимо структурированного статистического анализа присланных в Ваш адрес медицинских данных, Вы подробно и, что самое невероятное,  – доступным образом разъяснили мне суть каждого метода, который был применён при анализе моей матрицы. (далее...)


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

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

Ереванская фото-биометрика. Фоторепортаж о конференции в Ереване.

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

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


После взрыва на СХК в 1993г. в Томске и Северске увеличилась частота рождения детей с пороками развития После того, или же вследствие того?

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


Леонов В.П. Обработка экспериментальных данных на программируемых микрокалькуляторах. 

(Прикладная статистика на БЗ-34, МК-52, МК-54, МК-56, МК-61)
В монографии изложены методы прикладной статистики для обработки экспериментальных данных и реализующие их 60 программ. Кроме методов оценки основных статистических характеристик — среднего, дисперсии, ит. д. и корреляционно-регрессионного анализа, дано изложение однофакторного и двухфакторного дисперсионного анализа, а также ковариационного анализа. Несколько глав посвящены методам проверки гипотез о векторах средних, дискриминантному анализу и методу главных компонент.
Использование методов и программ иллюстрируется более чем 100 задачами с решениями из области биологии, медицины, ботаники, геологии, полупроводниковой электроники, сельского хозяйства, экономики, социологии, гидрометеорологии, химии, психологии и т. д.


Леонов В.П. Введение в семиотику информационных технологий: учебное пособие. – Томск: Изд-во НТЛ, 2011. – 248 с.
Учебное пособие является первой книгой из серии учебных пособий по современным проблемам информатики, подготавливаемых на факультете информатики ТГУ. Книга предназначена для студентов как естественных, так и гуманитарных факультетов, изучающих информатику. Изложены основные понятия семиотики как одной из составляющих частей информатики. Рассмотрены классификации знаков и их свойств, в частности мобильность и ареальность, а также изменение природы носителей информации.
5-я глава - "Статистическая структура информационных массивов".


Химмельблау Д. Анализ процессов статистическими методами. М.: Мир, 1973. — 957 с.

Книга посвящена методам построения и анализа математических моделей с использованием статистических приёмов. Рассматриваются модели, основанные на теоретических закономерностях, и эмпирические модели. Рассматриваются методы получения оценок параметров (констант), входящих в модель, на основе экспериментальных данных, а также проблема планирования экспериментов. Отдельная глава посвящена выбору наилучшей модели. Большинство рекомендуемых теоретических приемов иллюстрируется примерами из различных областей техники. Каждая глава снабжена списком литературы и задачами для самостоятельного решения. Для понимания материала книги достаточно знания математики в объёме стандартного курса высшего учебного заведения. Книга представляет большой интерес для широкого круга научных работников самых различных областей науки и техники. Она может быть использована также как учебное пособие.


Давно хотели познакомиться с медстатистикой?

Начните с этих книг!

Я. И. Хургин. Как объять необъятное.
Я. И. Хургин. Да, нет ../../или может быть.
Я.И Хургин. Ну и что?
Л.В. Тарасов.
Закономерности окружающего мира.
Явление чрезвычайное. Книга о Колмогорове.
В.В. Налимов. В поисках иных смыслов.
В.В. Налимов. Канатоходец.

Н.В. Александрова. Математические термины. Справочник.

В.М. Жуковская, И.Б. Мучник. Факторный анализ в социально-экономических исследованиях

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...

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

КУНСТКАМЕРА

 

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

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

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

 

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

Е.Ю. Животова, С.С. Тимошин.

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Тодрия Т.В.

Гематологический научный центр РАМН, Москва;
Тбилисский государственный университет.

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

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

Статья "Патогенез бронхиальной обструкции в условиях нарушения адренорецепции".

Акимов Д.В., Шевченко А.И.

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Саратиков А.С., Венгеровский А.И.

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

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

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

"Результаты обрабатывали статистически по параметрическому критерию t Стьюдента." 

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

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

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

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

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

НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН, Томск.

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

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

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

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

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

Дризе Н.И., Тодрия Т.В., Чертков И.Л.

Гематологический научный центр РАМН, Москва.

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

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

Статья "Регенерация сетчатой зоны коры надпочечников при гипертонии."

Каширина Н.К.

Луганский сельскохозяйственный институт.

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

Левина М.Н., Серединин Б.С .

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

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

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

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

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

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

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

Сибирский государственный медицинский университет,  Томск.

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

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

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

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

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

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

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

Институт цитологии и генетики СО РАН, Новосибирск.

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

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

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

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

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

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

НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН, Томск.

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

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

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

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

Статья "Экспериментальные модели синдрома Рейе."

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

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

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

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

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

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

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

    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 сайтеБИОМЕТРИКА, 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