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.

Т. Гринхальх. Основы доказательной медицины. Издательство "ГЭОТАР-Медиа", 2015. - 336 с. 4-е издание переработанное и дополненное. Пер. с англ. Под ред. И.Н. Денисова, К.И. Сайткулова, В.П. Леонова.
Данная книга является наиболее популярным в мире руководством по доказательной медицине, ставшее известным и в России. Руководство предназначено для студентов и врачей. За 18 лет с момента первого издания в 1996 г., эта книга переведена на восемь языков (испанский, итальянский, китайский, немецкий, русский, французский, чешский, японский) и напечатана огромными тиражами. Руководство завоевало признание практикующих врачей, преподавателей и студентов во многих странах; по нему преподается медицина, основанная на доказательствах, в медицинских школах всего мира. В книге 17 глав, среди которых есть и глава "Статистика для неспециалиста". Эта главу мы дополнили большим списком русскоязычной литературы как по самой статистике, так и по биостатистике. А начинается книга с определения понятия "доказательная медицина". Итак, что же такое "доказательная медицина"? Что, чем, и зачем "доказывают"? Читайте эту книгу!


Доказательная или сомнительная? Медицинская наука Кузбасса: статистические аспекты.
ВВЕДЕНИЕДОКАЗАТЕЛЬНАЯ МЕДИЦИНА И СТАТИСТИКА.
КРАТКОСТЬ – СЕСТРА ТАЛАНТА? ИЛИ ПРИЗНАК НЕЗНАНИЯ?
ПРОЦЕНТЫ – ПРИМИТИВНО? ЗАТО ДОСТУПНО!

СТАТИСТИЧЕСКАЯ ВАМПУКИЗАЦИЯ,  ОНА ЖЕ ВСЕОБЩАЯ СТЬЮДЕНТИЗАЦИЯ
.
«ЛОШАДЕНДУС СВАЛЕНДУС С МОСТЕНДУС».
КАК ПРАВИЛЬНО: EXCEL ИЛИ EXEL, WINDOWS ИЛИ WINDOUS,
MICROSOFT ИЛИ MIKROSOFT, STATISTICA ИЛИ STATISTIKA?
 
ЗЕММЕЛЬВЕЙС И СТАТИСТИЧЕСКАЯ ТЕХНИКА БЕЗОПАСНОСТИ.
«ЗАЧЕМ НАМ КУЗНЕЦ? НАМ КУЗНЕЦ НЕ НУЖЕН». ПРИМЕРЫ ПОДРОБНОГО ОПИСАНИЯ.
КТО ВИНОВАТ?  ЧТО ДЕЛАТЬ?
ВМЕСТО ЗАКЛЮЧЕНИЯ.
Весь обзор одним файлом

Отзывы читателей обзора Статистика в кардиологии. 15 лет спустя.

В ноябре 2013 г. был опубликован наш обзор "Статистика в кардиологии. 15 лет спустя". За прошедшие полгода более 20 читателей этого обзора прислали нам свои отзывы по нему. Далее приведены фрагменты из двух отзывов, и наши комментарии к ним...

Когда нельзя, но очень хочется, или Ещё раз о критерии Стьюдента.
К большому сожалению, в большинстве учебников, в которых рассматривается критерий Стьюдента, не акцентируется внимание читателей на ограничениях этого критерия, и на последствиях их нарушения.

Н. Зорин. "Достоверность" или "статистическая значимость" - 12 лет спустя Изложены последствия неправильного употребления термина "достоверность" в российских медицинских публикациях. Даны рекомендации для исследователей и редакторов медицинских изданий по правильному и наиболее оптимальному употреблению упомянутых терминов и языка контекста.

Н. Зорин. О всё более полном удовлетворении растущих потребностей российского населения в оценке технологий здравоохранения. Часть I. Индустриальная модель медицины. Внедрение технологий. Проблемы терминологии.

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

Балацкий Е.В. Диссертационная ловушка

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.

Статистика в кардиологии. 15 лет спустя. Леонов В.П.

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.

Леонов В.П. Общие проблемы применения статистики в биомедицине, или что разумнее: ДДПП или ДППД? 

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  

СЕРГЕЙ КАПИЦА: КАК РОССИЮ НАМЕРЕННО ПРЕВРАЩАЮТ В СТРАНУ ДЕБИЛОВ

ВАК вынужден идти навстречу Диссернету. Это очень трудно — заставить ВАК исполнять закон и следовать морали. Но многое получается.  Присоединяйтесь к Диссернету — это важнейшее дело, которое вы можете сделать для русской науки.

ЮНЕСКО отмечает снижение вклада России в мировую науку. ЮНЕСКО после пятилетнего перерыва опубликовала доклад по науке до 2030 года. Статистические показатели для России ухудшились по сравнению с большинством ведущих научных стран, несмотря на то, что многие данные взяты из официальных российских источников.

Георгий Базыкин. Неолысенковщина, финансируемая государством. При принятии решений о том, что является наукой, а что — лженаукой, государству стоило бы посоветоваться с учёными.

А. Марков. Результаты научных исследований должны быть открыты для всех

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.

Леонов В.П. Введение в семиотику информационных технологий.

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 "Вариабельность ритма изолированного сердца крысы."

Мухина И.В., Дворников А.В., Камайданов Н.А.

Центральная научно-исследовательская лаборатория (зав. - канд. биол. наук И.В. Мухина) Нижегородской медицинской академии, Нижний Новогород.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 5, 2000, стр. 496-499.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Статистическую обработку данных производили с применением  t критерия Стьюдента." 
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. Объем наблюдений равен 20.
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 359,3±22,7 и 208,3±6,5  значение критерия Фишера F = 12,196 (р=0,000000). 
Для пары 357,1±21,6 и 208,1±6,5  значение критерия Фишера F = 11,043 (р=0,000001). 
Для пары 12,9±1,7 и 18,9±4,5  значение критерия Фишера F = 7,007 (р=0,00004). 
Для пары 2,9±0,3 и 4,3±0,9  значение критерия Фишера F = 9,043 (р=0,000007). 
Для пары 72,0±3,1 и 58,1±5,8  значение критерия Фишера F = 3,5 (р=0,0045). 
Для пары 446,7±54,2 и 264,8±13,2  значение критерия Фишера F = 16,86 (р=0,000000). 
Для пары 147,6±15,7 и 158,8±26,9  значение критерия Фишера F = 2,936 (р=0,012). 
Для пары 446,9±54,7 и 264,2±12,9  значение критерия Фишера F = 17,98 (р=0,000000). 
Для пары  446,9±54,7 и 360,8±36,6  значение критерия Фишера F = 2,234 (р=0,044). 
Для пары 28,1±6,2 и 9,2±1,5  значение критерия Фишера F = 17,084 (р=0,000000). 
Для пары 28,1±6,2 и 13,8±3,8  значение критерия Фишера F = 2,662 (р=0,019). 

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо 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 циклического аналога ГАМК Т3-146 на содержание нейротрансэмиттеров в стволовых структурах мозга крыс ."

Уваров А.В., Кудрин  В.С., Маликова Л.Н., Наревич В.Б., Галенко-Ярошевский П.А.

НИИ фармакологии РАМН, Москва.
Кафедра фармакологии Кубанской государственной медицинской академии, Краснодар.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 5, 2000, стр. 544-546.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Результаты экспериментов обрабатывали статистически с использованием t критерия Стьюдента." 
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. Объем наблюдений равен 8.
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 10,126±0,525 и 10,592±0,263  значение критерия Фишера F = 3,985 (р=0,044). 
Для пары 0,144±0,024 и 0,166±0,222  значение критерия Фишера F = 85,563 (р=0,000003). 
Для пары 0,204±0,042 и 0,247±0,015  значение критерия Фишера F = 7,84 (р=0,007). 
Для пары 1,674±0,728 и 0,841±0,051  значение критерия Фишера F = 203,76 (р=0,000000). 
Для пары 0,214±0,042 и 0,297±0,019  значение критерия Фишера F = 4,886 (р=0,026). 
Для пары 1,028±0,019 и 0,986±0,057  значение критерия Фишера F = 9 (р=0,0048). 
Для пары 3,436±0,296 и 2,371±0,145  значение критерия Фишера F = 4,167 (р=0,0396). 
Для пары 2,189±0,394 и 1,091±0,116  значение критерия Фишера F = 11,537 (р=0,0023). 
Для пары 1,272±0,061 и 1,497±0,183  значение критерия Фишера F = 9 (р=0,0048). 

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 "Влияние излучения He-Ne лазера на ферментативную активность и оптические свойства каталазы."

Артюхов В.Г., Башарина О.В., Пантак А.А., Свекло Л.С.

Воронежский государственный университет.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 6, 2000, стр. 633-636.

Цитата из статьи. 
"Достоверность различий оценивали с помощью t критерия Стьюдента при 95% уровне значимости."
Наш комментарий.
Авторы сообщают, что "Достоверность различий оценивали ... при 95% уровне значимости". 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 не менее 0,95,   авторы ошибочно отвергали высказанные гипотезы в 95 случаях из 100!

Дополним это толкование термина "УРОВЕНЬ ЗНАЧИМОСТИ" обратившись к определению понятия доверительной вероятности, и, применив его, поясним 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 не менее 0,95  они использовали доверительную вероятность  не более 0,05! Фактически авторы утверждают, что они верят собственным результатам не более, чем на 5%! Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть их надежность и ценность весьма сомнительна. 
К сожалению, абсурдное утверждение авторов ничуть не смутило редакцию "Бюллетеня экспериментальной биологии и медицины" и рецензентов этой статьи. Ю.Н. Тюрин. Теория вероятностей и статистика. Причина этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других  в области статистики, такой же, что и у авторов статьи... 
Аналогичную ошибку допустили и авторы статей "Анализ взаимосвязи полиморфизма С677Т гена метилентетрагидрофолатредуктазы с клиническими проявлениями атеросклероза." ("Генетика", вып. 9, 2000, стр. 1269-1273.) и "Депрессия кроветворения при Cl4 - индуцированном гепатофиброзе: роль системной эндотоксинемии." (БЭБМ, вып. 8, 2000, стр. 172-175.)
  Применительно к этим ошибкам уместно напомнить высказывание, приписываемое известному русскому хирургу Н.И.Пирогову: "Профан в какой-либо области знания обнаруживает себя прежде всего незнанием терминологии." 

   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... 
  Другие примеры аналогичных нелепиц в многочисленных диссертациях и статьях по медицине и биологии  смотрите в разделе " Типология описания использованных методов" работы " Долгое прощание с лысенковщиной".

Статья "Влияние фенсукцинала  на развитие экспериментальной инсулинрезистентности."

Горбенко Н.И., Полторак В.В., Гладких  А.И., Иванова О.В.

Лаборатория патофизиологии (зав. проф. В.В. Полторак) Украинского НИИ фармакотерапии эндокринных заболеваний, Харьков.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 7, 2000, стр. 52-55.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Полученные результаты обработаны статистически с применением t критерия Стьюдента." 
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. Объем наблюдений равен 8.
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 случайно выбранных  пар. 

Для пары 44,1±1,1 и 29,5±3,7  значение критерия Фишера F = 11,31 (р=0,002). 
Для пары 89,6±3,4 и 141,1±10,5  значение критерия Фишера F = 9,537 (р=0,004). 

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо 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 надежность их сомнительна.

Статья "Влияние терапии пероксидазой экпериментальной лепры на функциональное состояние фагоцитов, печени и картину крови у мышей."

Маслов А.К., Лужнова С.А.

НИИ по изучению лепры МЗ РФ, Астрахань.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 7, 2000, стр. 83-87.

Цитата из статьи. 
стр. 85. "Результаты обрабатывали статистически по  программе "Statgraf   phics" с применением t критерия Стьюдента." 
Наш комментарий.
Упоминаемый авторами статистический пакет, производимый американской фирмой  Manugistics, Inc., называется STATGRAPHICS. Наличие этой орфографической ошибки в данной статье тем более удивительно, что  уже на стр. 89 приводится правильное название этого пакета. Э. Мэгарран. Экологическое разнообразие и его измерение. Для справки, сообщаем, что редакторы этого выпуска БЭБМ О.В. Коланькова и Т.Е. Дубинина.
Вот такой ... phics ;-)

Другие примеры искажения названия этого пакета смотрите в разделе "Смутно пишут о том, о чем смутно представляют " нашей работы "Долгое прощание с лысенковщиной".

Статья "Депрессия кроветворения при Cl4 - индуцированном гепатофиброзе: роль системной эндотоксинемии."

Шварц Я.Ш., Зубахин А.А., М.И. Душкин М.И.

НИИ терапии СО РАМН, Новосибирск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 8, 2000, стр. 172-175.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Статистическую обработку проводили с использованием t критерия Стьюдента. при уровне доверительной вероятности р < 0,05 . ...   Эксперименты выполнены на мышах-самцах линии BALB/C ()n=95) массой 20-25г. .."Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. Авторы сообщают, что "Статистическую обработку проводили ... при уровне доверительной вероятности р < 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."  Следуя авторскому утверждению получается наоборот, что события с вероятностью  р < 0,05 принимаются ими за почти достоверные. Иными словами, увторы утверждают. что они верят собственным результатам не более, чем на 5%! К сожалению, такое абсурдное утверждение ничуть не смутило редакцию "Бюллетеня экспериментальной биологии и медицины" и рецензентов этой статьи. Причина этого видимо в том, что уровень знаний у тех и у других  в области статистики, такой же, что и у авторов статьи... 

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 6,8±0,43  и 12,3±0,98 значение критерия Фишера F = 5,194 (р=0,000000). 
Для пары  0,90±0,06  и 0,60±0,08 значение критерия Фишера F = 1,778 (р=0,0029). 
Для пары  4,2±0,3  и 6,4±0,52  значение критерия Фишера F = 3,004 (р=0,000000). 
Для пары  9,5±0,45 и 10,0±0,09  значение критерия Фишера F = 25,0 (р=0,000000). 
Для пары  0,6±0,03  и 0,90±0,12  значение критерия Фишера F = 16,0 (р=0,000000). 
Для пары  4,6±0,15  и 4,2±0,36  значение критерия Фишера F = 5,76 (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 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. Тем более, что авторы проводили свой анализ при уровне доверительной вероятности р < 0,05 !

Статья "Влияние аполипротеинов группы С на окислительное фосфорилирование митохондрий печени крыс."

Панкин Л.Е., Шалбуева Н.И.,  Поляков Л.М.

НИИ биохимии СО РАМН, Новосибирск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 8, 2000, стр. 184-186.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Статистическую обработку 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). Используя данные таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для нескольких случайно выбранных  пар. 
Для пары 89,4±4,2 (n=13) и 76,3±0,8 (n=6) значение критерия Фишера F = 59,719 (р=0,00014). 
Для пары  89,9±4,2 (n=13) и 60,6±2,4 (n=8) значение критерия Фишера F = 4,977 (р=0,021). 
Для пары  3,8±0,2 (n=13) и 3,1±0,1 (n=6) значение критерия Фишера F = 8,667 (р=0,013). 
Для пары  151,6±8,9 (n=13) и 90,8±4,6 (n=8)  значение критерия Фишера F = 6,083 (р=0,012). 
Для пары  2,11±0,05 (n=4) и 1,67±0,18 (n=4) значение критерия Фишера F = 12,96 (р=0,032). 

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо 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 надежность их весьма сомнительна. Тем более, что авторы проводили свой анализ при уровне доверительной вероятности р < 0,05 !

Статья "Влияние гиперлипидемии на чувствительность тимоцитов к апоптозу у мышей линии CBA и C57BI/C."

Киселева Е.П., Пузырева В.П., Огурцова Р.П.,  Ковалева И.Г.

Институт экспериментальной медицины РАМН, Санкт-Петербург.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 8, 2000, стр. 200-202.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Полученные данные обработаны статистически с использованием t критерия Стьюдента." 
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. Для конкретных сравниваемых пар гурпп не сообщается объем выборок, однако в тексте статьи сказано, что объем выборок изменялся в интервале от 8 до 16.
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. Поскольку для каждой конкретной группы сравнения в статье не указан объем выборки, то используем минимально возможное в данное случае значение, равное 8. 

Для пары 2,4±0,1 и 6,0±0,3  значение критерия Фишера F = 9,719 (р=0,0048). 
Для пары 2,3±0,1 и 3,8±0,2  значение критерия Фишера F = 4 (р=0,044). 
Для пары  1,6±0,1 и 3,0±0,2 значение критерия Фишера F = 4 (р=0,044). 
Для пары  17,6±0,1 и 26,0±0,2  значение критерия Фишера F = 4 (р=0,044). 
Для пары  17,2±0,1 и 22,7±0,4 значение критерия Фишера F = 16 (р=0,0008). 
Для пары  8,6±0,2 и 13,1±0,4 значение критерия Фишера F = 4 (р=0,044). 

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо 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 надежность их весьма сомнительна.

Статья "Влияние трансплантации фетальных тканей на репаративные процессы при экспериментальной циррозе печени."

Батанов А.Н., Эберт Л.Я., Димов П.Г., Пышкин С.А.

Биомедицинский центр (ГКБ N9), Государственная медицинская академия,
Городской центр хирургической гастроэнтерологии (ГКБ N8), Челябинск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 8, 2000, стр. 216-219.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Все результаты обработывали статистически по t критерию Стьюдента. 
Таблица 3.
Степени выраженности (в баллах) гистологических изменений (M±m),  n=8-9)." 
Далее в тексте приведены выражения вида (M±m)" и результаты сравнения отдельных групп между собой. Для конкретных сравниваемых пар гурпп не сообщается объем выборок, однако в тексте статьи сказано, что объем выборок изменялся в интервале от 7 до 10.
Приведем цитаты из популярной среди биологов и медиков книги Г.Ф.Лакина "Биометрия" (М.: Высшая школа, 1990. - 352с). 
Стр. 82: "Случайные величины делятся на дискретные и непрерывные. Случайная ведичина называется дискретной, если она может принимать только определенные фиксированные значения, которые обычно выражаются целыми числами. Если же случайная величина  способна принимать любые числовые значения, она называется непрерывной." 
Стр. 113: "Открытый Стьюдентом и теоретически обоснованный Р.Фишером закон t-распределения служит основой так называемой теории малой выборки, которая характеризует распределение выборочных средних в нормально распределяющейся совокупности в зависимости от объема выборки." На следующих страницах этой книги автор популярно излагает особенности законов распределения вероятностей для дискретных и непрерывных величин. 
Ошибка авторов статьи заключается в использовании критерия Стьюдента к дискретным, балльным оценкам степени выраженности гистологических изменений, тогда как его можно использовать только к непрерывным величинам, отвечающим к тому же определенным условиям. Типичный пример этой ошибки наблюдается в диссертациях "Влияние оксибутирата лития на функциональное состояние коры и подкорковых образований мозга кроликов (экспериментальное исследование)" и "Хронобиологические основы нейротропных эффектов солей лития",  когда один и тот же автор повторяет ее вначале в кандидатской, а затем и в докторской диссертации. 
Часть анализируемых авторами признаков являются непрерывными, количественными признаками. Для этих признаков 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. Поскольку для каждой конкретной группы сравнения в статье не указан объем выборки, то используем минимально возможное в данное случае значение, равное 7. 

Для пары 11,83±0,65 и 27,14±2,08  значение критерия Фишера F = 10,24 (р=0,0061). 
Для пары 27,14±2,08 и 13,58±4,94  значение критерия Фишера F = 5,64 (р=0,027). 
Для пары  4,32±1,17 и 2,4±0,46 значение критерия Фишера F = 6,469 (р=0,019). 
Для пары  1,8±0,98 и 1,49±0,3  значение критерия Фишера F = 10,671 (р=0,0056). 
Для пары  1,8±0,98 и 1,14±0,22 значение критерия Фишера F = 19,743 (р=0,001). 
Для пары  21,0±3,0 и 48,25±7,71 значение критерия Фишера F = 6,605 (р=0,018). 
Для пары  2,36±0,16 и 3,7±0,42 значение критерия Фишера F = 6,891 (р=0,017). 

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо 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). . Учитывая приведенные выше аргументы, можно утверждать, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть их надежность и ценность, весьма сомнительны. 

Статья "Апоптоз: снижение общей численности популяции гепатоцитов мышей после гипотермии."

Молодых О.П., Непомнящих Л.М., Лушникова Е.Л., Клинникова М.Г.

Лаборатория цитологии и клеточной биологии (зав. -  проф. Е.Л. Лушникова) НИИ региональной патологии и патоморфологии СО РАМН, Новосибирск.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 9, 2000, стр. 336-341.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"В эксперименте использовали 36 мышей-самцов.., 8 животных служили контролем.  Значимость различий оценивали с помощью t критерия Стьюдента. 
"Таблица.
Количественная оценка популяции гепатоцитов в печени мышей линии СВА после однократного общего перегрева (M±m)". 
Далее в таблице приводятся  выражения типа M±m и результаты парных сравнений между группами "Опыт" и "Контроль".
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 1150,0±84,2  и 1180,0±25,5 значение критерия Фишера  = 2,423 (р=0,039). 
Для пары  878,3±25,9  и пары 856,6±47,2 значение критерия Фишера F = 14,945 (р=0,00055). 
Для пары  878,3±25,9  и пары 777,6±35,5  значение критерия Фишера F = 8,312 (р=0,00036). 
Для пары  878,3±25,9  и пары 771,6±52,3  значение критерия Фишера F = 18,349 (р=0,00028). 

Итак, поскольку достигнутый уровень значимости гораздо 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 надежность их весьма сомнительна.

Статья "Состояние систем свертывания и фибринолиза у крыс после проведения хирургической операции с применением монополярного электрохирургического скальпеля."

Шубина Т.А., Лютова  Л.В., Карабасова М.А., Мынбаев О.А., Андреенко Г.В.

Лаборатория ферментативного фибринолиза (зав. проф. Г.В. Андреенко) Биологического факультета Московского государственнрого университета им. М.В. Ломоносова, Москва.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 9, 2000, стр. 351-355.

Цитаты из статьи.
В опытах использовали 45 белых крыс-самок массой 200г. ... Статистическую обработку данных проводили с использованием t критерия Стьюдента. 
Табл. 2
Изменение клеточного состава ПЖ (%) после проведения хирургической операции на маточных рогах крыс с использованием монополярного  электрохирургического скальпеля (M±m)".
Срок после операции, сут.
Фон 1 7 15 21 45
Полиморфно- 
ядерные 
лейкоциты
30,2±0,5 57,7±5,7** 30,9±1,9** 42,8±1,2* 41,7±1,4* 40,8±2,5
Лимфоциты 44,3±0,2 23,7±5,7** 30,3±8,8 31,5±0,3* 27,9±0,5* 37,4±0,6*
Макрофаги 26,0±0,4 18,7±1,7** 28,1±1,7 24,5±0,4** 29,8±1,8*** 21,8±1,7***
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 этой таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных  пар. Результаты этой проверки приведены ниже. 

Для пары 30,2±0,5  и 57,7±5,7 значение критерия Фишера F  = 129,96 (р=0,000000). 
Для пары  30,2±0,5  и 30,9±1,9 значение критерия Фишера F = 14,44 (р=0,000000). 
Для пары  30,2±0,5  и 42,8±1,2  значение критерия Фишера F = 5,76 (р=0,000000). 
Для пары  30,2±0,5  и 41,7±1,4  значение критерия Фишера F = 7,84 (р=0,000000). 
Для пары  30,2±0,5  и 40,8±2,5  значение критерия Фишера F = 25 (р=0,000000). 
Для пары  44,32±0,2  и 23,7±5,7  значение критерия Фишера F = 812,25 (р=0,000000). 
Для пары  44,32±0,2  и 30,3±8,8  значение критерия Фишера F = 1936 (р=0,000000). 
Для пары  44,32±0,2  и 31,5±0,3  значение критерия Фишера F = 2,25 (р=0,0042). 
Для пары  44,32±0,2  и 27,9±0,5  значение критерия Фишера F = 6,25 (р=0,000000). 
Для пары  44,32±0,2  и 37,4±0,6  значение критерия Фишера F = 9 (р=0,000000). 
Для пары  26,0±0,4  и 18,7±1,7  значение критерия Фишера F = 18,063 (р=0,000000). 
Для пары  26,0±0,4  и 28,1±1,7  значение критерия Фишера F = 18,063 (р=0,000000). 
Для пары  26,0±0,4  и 29,8±1,8  значение критерия Фишера F = 20,25 (р=0,000000). 
Для пары  26,0±0,4  и 21,8±1,7  значение критерия Фишера F = 18,063 (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 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). Более того, нередко величины дисперсий различаются между собой в несколько раз! Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть их надежность и ценность весьма сомнительны.

Статья "Структурно-метаболические изменения в проводящей системе сердца при массивной легочной эмболии."

Тверская М.С., Карпова В.В., Вирганский А.О., Ключиков В.Ю., Сухопарова В.В., Жерикова Н.С.

Российский государственный медицинский университет, отдел хирургических исследований, Москва.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 10, 2000, стр. 382-387.

Цитаты из статьи Наш комментарий
"Исследование проведено на 40 беспородных собаках массой 15-20 кг.... Активность оценивали по 4-балльной шкале [1] ... Полученные данные обрабатывали методами математической статистики с использованием t критерия Стьюдента.... 
Таблица 1. Активность ферментов (баллы) в проводящих кардимиоцитах желудочков сердца (M±m). 
..... 
Примечание: Р< 0,05: *.....
Приведем цитаты из популярной среди биологов и медиков книги Г.Ф.Лакина "Биометрия" (М.: Высшая школа, 1990. - 352с). 
Стр. 82: "Случайные величины делятся на дискретные и непрерывные. Случайная ведичина называется дискретной, если она может принимать только определенные фиксированные значения, которые обычно выражаются целыми числами. Если же случайная величина  способна принимать любые числовые значения, она называется непрерывной." 
Стр. 113: "Открытый Стьюдентом и теоретически обоснованный Р.Фишером закон t-распределения служит основой так называемой теории малой выборки, которая характеризует распределение выборочных средних в нормально распределяющейся совокупности в зависимости от объема выборки." 
На следующих страницах этой книги автор популярно излагает особенности законов распределения вероятностей для дискретных и непрерывных величин. 
Ошибка авторов данной статьи заключается в использовании критерия Стьюдента к дискретным, балльным оценкам активности ферментов, тогда как его можно использовать только к непрерывным величинам, отвечающим к тому же определенным условиям. Типичный пример этой ошибки наблюдается в диссертациях "Влияние оксибутирата лития на функциональное состояние коры и подкорковых образований мозга кроликов (экспериментальное исследование)" и "Хронобиологические основы нейротропных эффектов солей лития",  когда один и тот же автор повторяет ее вначале в кандидатской, а затем и в докторской диссертации. 
Из чего следует, что выводы авторов не могут быть признаны корректно обоснованными методами статистики, а стало быть надежность их весьма  сомнительна.

Статья "Поверхностная архитектоника эритроцитов периферической крови у психически больных".

Новицкий В.В., Рязанцева Н.В., Семин И.Р.

Сибирский государственный медицинский университет, Томск.
НИИ фармакологии Томского научного центра РАМН.

Бюллетень экспериментальной биологии и медицины, вып. 10, 2000, стр. 429-432.

Цитаты из статьи.
"Достоверность различий между сравниваемыми группами оценивали с использованием t критерия Стьюдента. .. Измеряли внешний диаметр клетки и размер центральной впадины у 50 произвольно выбранных дискоцитов, вычисляли процентное соотношение между этими показателями." 
Таблица.
Морфологические характеристики популяции эритроцитов (%) у больных психическими расстройствами по данным сканирующей электронной микроскопии (X±m). 
Морфологические формы Здоровые доноры Больные с непсихотическими психическими расстройствами Больные с умственной отсталостью Больные параноидной шизофренией
Нормальные ДД: 87,77±0,12 83,04±0,37* 81,28±0,28 ++ 80,59±0,19 *+xx
эллипсы 0,24±0,02 0,49±0,04* 0,39± 0,05** 0,58±0,04 *x
плоские диски 0,21±0,01 0,75±0,07* 0,73±0,08 * 0,95±0,03 *++x
дискоциты с выростом 3,62±0,08 4,96±0,04 5,48±0,11 *+ 5,19±0,09 +++xx
дискоциты с гребнем 4,56±0,06 5,28±0,11* 6,07±0,12 *+ 5,88±0,07 *+
дискоциты с множественными выростами 0,67±0,03 0,88±0,06 ** 1,19±0,04 *+ 1,24±0,02 *+
эритроциты в виде тутовой ягоды 0,12±0,01 0,11±0,01 0,11±0,01  0,13±0,01
Необратимо трансформированные эритроциты:        
куполообразные 1,04±0,17 1,33±0,06 1,26±0,07 1,51±0,03 **++x
сферические 1,26±0,02 1,96±0,10* 2,13±0,09 * 2,33±0,02 *+xx
в виде спущенного мяча 0,52±0,03 0,69±0,03 * 0,78±0,04 * 0,84±0,02 *+
дегенеративные формы 0,19±0,01 0,66±0,05 * 0,57±0,07 * 0,79±0,03*+++х
Примечание: * p < 0,001, ** p < 0,01 по сравнению с показателями у здоровых доноров; 
+ p < 0,001, ++ p < 0,01, +++ p < 0,05  по сравнению с показателями с непсихотическими расстройствами; 
x p < 0,01, xx p < 0,05 по сравнению с показателями больных с умственной отсталостью.
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). Учитывая достаточно большую трудоемкость данного исследования, обусловленную применением электронной микроскопии, оценим соответствие надежности декларируемых авторами экспериментальных выводов этой трудоемкости.
Используя данные этой таблицы, проведем проверку гипотез о равенстве дисперсий для набора случайно выбранных  пар. Результаты этой проверки приведены ниже в таблице. 

Первая пара 
X±m
Вторая пара 
X±m
F-критерий Фишера Достигнутый уровень значимости F-критерия Вывод по нулевой гипотезы о равенстве генеральных дисперсий в  сравниваемых группах
81,28±0,28 87,77±0,12 5,444 0,000000 Дисперсии не равны
0,39±0,05 0,24±0,02 6,25 0,000000 Дисперсии не равны
0,73±0,08 0,21±0,01 64 0,000000 Дисперсии не равны
5,48±0,11 3,62±0,08 1,891 0,014 Дисперсии не равны
6,07±0,12 4,56±0,06 4 0,000002 Дисперсии не равны
1,26±0,07 1,04±0,17 5,898 0,000000 Дисперсии не равны
2,13±0,09 1,26±0,02 20,25 0,000000 Дисперсии не равны
0,66±0,05 0,19±0,01 25 0,000000 Дисперсии не равны
0,57±0,07 0,19±0,01 49 0,000000 Дисперсии не равны
81,28±0,22 83,04±0,37 1,746 0,027 Дисперсии не равны
5,48±0,11 4,96±0,04 1,891 0,014 Дисперсии не равны
83,04±0,37 80,59±0,19 3,792 0,000004 Дисперсии не равны
0,75±0,07 0,95±0,03 5,444 0,000000 Дисперсии не равны
4,96±0,04 5,19±0,09 5,063 0,000000 Дисперсии не равны
0,88±0,06 1,24±0,02 9 0,000000 Дисперсии не равны
1,33±0,06 1,51±0,03 4 0,000002 Дисперсии не равны
1,96±0,10 2,33±0,02 25 0,000000 Дисперсии не равны
0,69±0,03 0,84±0,02 2,25 0,0027 Дисперсии не равны
0,66±0,05 0,79±0,03 2,778 0,00025 Дисперсии не равны
87,77±0,12 83,04±0,37 9,507 0,000000 Дисперсии не равны
0,24±0,02 0,49±0,04 4 0,000000 Дисперсии не равны
0,21±0,01 0,75±0,07 49 0,000000 Дисперсии не равны
4,96±0,04 3,62±0,08 4 0,000000 Дисперсии не равны
4,56±0,06 5,28±0,11 3,361 0,00002 Дисперсии не равны
0,88±0,06 0,67±0,03 4 0,000002 Дисперсии не равны
1,33±0,06 1,04±0,17 8,08 0,000000 Дисперсии не равны
1,96±0,1 1,26±0,02 25 0,000000 Дисперсии не равны
0,66±0,05 0,19±0,01 25 0,000000 Дисперсии не равны
0,73±0,08 0,95±0,03 7,111 0,000000 Дисперсии не равны
1,26±0,07 1,51±0,03 5,444 0,000000 Дисперсии не равны
2,13±0,09 2,33±0,02 20,25 0,000000 Дисперсии не равны
0,57±0,07 0,79±0,03 5,444 0,000000 Дисперсии не равны
Поскольку достигнутый уровень значимости для всех приведенных в таблице пар сравнений гораздо меньше 5%, то гипотеза о равенстве дисперсий для этих случаев отвергается. Более того, нередко величины дисперсий различаются между собой в десятки 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, а стало быть их надёжность и ценность  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"