Лекция 3 (Лекции в электронном виде)
Описание файла
Файл "Лекция 3" внутри архива находится в папке "Лекции в электронном виде". Документ из архива "Лекции в электронном виде", который расположен в категории "". Всё это находится в предмете "методы и техника медико-биологических исследований" из 10 семестр (2 семестр магистратуры), которые можно найти в файловом архиве МГТУ им. Н.Э.Баумана. Не смотря на прямую связь этого архива с МГТУ им. Н.Э.Баумана, его также можно найти и в других разделах. Архив можно найти в разделе "лекции и семинары", в предмете "методы и техника медико-биологических исследований" в общих файлах.
Онлайн просмотр документа "Лекция 3"
Текст из документа "Лекция 3"
22
Лекция 3.
4. СРАВНЕНИЕ ДВУХ ГРУПП. КРИТЕРИЙ СТЬЮДЕНТА
В предыдущем разделе мы познакомились с дисперсионным анализом, который позволяет проверить значимость различий нескольких групп. Однако на практике часто необходимо сравнивать только две группы. В этом случае можно применить критерий Стьюдента, который является частным случаем дисперсионного анализа.
Критерий Стьюдента очень популярен, однако необходимо помнить, что он предназначен для сравнения именно двух групп, а не нескольких групп попарно. Ошибочное применение этого критерия увеличивает вероятность выявить несуществующие различия.
Рассмотрим принцип метода.
4.1. Критерий Стьюдента для выборок одинакового объема
Как известно, точность выборочной оценки среднего характеризуется стандартной ошибкой среднего , где n – объем выборки, σ – стандартное отклонение совокупности, из которой извлечена выборка.
С увеличением объема выборки стандартная ошибка среднего уменьшается, следовательно уменьшается и неопределенность в оценке выборочных средних. Поэтому уменьшается и неопределенность в оценке их разности.
Рассмотрим отношение:
Для двух случайных выборок, извлеченных из одной нормально распределенной совокупности, это отношение, как правило, будет близко к нулю. Чем меньше (по абсолютной величине) t, тем больше вероятность нулевой гипотезы. Чем больше t, тем больше оснований отвергнуть нулевую гипотезу и считать, что различия статистически значимы.
Для нахождения величины t нужно знать разность выборочных средних и ее ошибку. Вычислить разность выборочных средних нетрудно — просто вычтем из одного среднего другое. Сложнее найти ошибку разности. Для этого обратимся к более общей задаче нахождения стандартного отклонения разности двух чисел, случайным образом извлеченных из одной совокупности.
Можно доказать, что дисперсия разности двух случайно извлеченных значений равна сумме дисперсий совокупностей, из которых они извлечены (дисперсия суммы двух случайно извлеченных значений также равна сумме дисперсий совокупностей, из которых они извлечены).
В частности, если извлекать значения из одной совокупности, то дисперсия их разности будет равна удвоенной дисперсий этой совокупности. Говоря формально, если значение х извлечено из совокупности, имеющей дисперсию σх2, а значение y из совокупности, имеющей дисперсию σy2, то распределение всех возможных значений x - y имеет дисперсию:
σх-y2 = σх2+ σy2.
Чтобы оценить дисперсию разности членов двух совокупностей по выборочным данным, нужно в приведенной выше формуле заменить дисперсии их выборочными оценками:
sх-y2 = sх2+ sy2.
Этой формулой можно воспользоваться и для оценки стандартной ошибки разности выборочных средних. В самом деле, стандартная ошибка выборочного среднего — это стандартное отклонение совокупности средних значений всех выборок объемом п. Поэтому
Тем самым, искомая стандартная ошибка разности средних
Теперь мы можем вычислить отношение t.
Если ошибку среднего выразить через выборочное стандартное отклонение, получим другую запись этой формулы:
где n – объем выборки.
Если обе выборки извлечены из одной совокупности, то выборочные дисперсии s12 и s22 – это оценки одной и той же дисперсии σ2. Поэтому их можно заменить на объединенную оценку дисперсии. Для выборок равного объема объединенная оценка дисперсии вычисляется как
Значение t, полученное на основе объединенной оценки
Если объем выборок одинаков, то оба способа вычисления дадут одинаковый результат. Если объем выборок разный, то это не так.
Критические значения t зависят не только от уровня значимости, но и от числа степеней свободы ν. Если объем обеих выборок n, то число степеней свободы для критерия Стьюдента равно ν=2(n-1).Чем больше объем выборок, тем меньше критическое значение t. Так как чем больше выборка, тем меньше выборочные оценки зависят от случайных отклонений и тем точнее представляют исходную совокупность.
4.2. Критерий Стьюдента для выборок различного объема
Критерий Стьюдента легко обобщить и на случай, когда выборки различного объема. Воспользовавшись исходной формулой (12) и зная, что
где n1 и n2 соответственно объемы 1-й и 2-й выборок, s1 и s2 – стандартные отклонения выборок. Тогда формула для t выглядит следующим образом:
Объединенная оценка дисперсии для выборок объема n1 и n2 равна
Тогда
Это определение t для выборок произвольного объема. Число степеней свободы в этом случае .
ЗАДАЧИ
4.1. В одной из работ исследователи определили среднее артериальное давление и общее периферическое сосудистое сопротивление при операциях на открытом сердце с галотановой (9 больных) и морфиновой (16 больных) анестезией. Результаты приведены в табл. Можно ли утверждать, что в группах галотановой и морфиновой анестезии эти гемодинамические показатели различаются статистически значимо?
Показатели гемодинамики при галотановой и морфиновой анестезии
Показатель | Галотан (п=9) | Морфин (п=16) | ||
Среднее | Стандартное отклонение | Среднее | Стандартное отклонение | |
Наилучший сердечный индекс | 2,08 | 1,05 | 1,75 | 0,88 |
Среднее артери-альное давление при наилучшем сердечном индексе, мм рт. ст. | 76,8 | 13,8 | 91,4 | 19,6 |
Общее перифери-ческое сосудистое сопротивление при наилучшем сердечном индек-се, дин-с-см -5 | 2210 | 1200 | 2830 | 1130 |
4.2. Кокаин чрезвычайно вреден для сердца, он может вызвать инфаркт миокарда даже у молодых людей без атеросклероза. Кокаин сужает коронарные сосуды, что приводит к уменьшению притока крови к миокарду, кроме того, он ухудшает насосную функцию сердца. Нифедипин (препарат из группы антагонистов кальция) обладает способностью расширять сосуды, его применяют при ишемической болезни сердца. Исследователи предположили, что нифедипин можно использовать и при поражении сердца, вызванном кокаином. Собакам вводили кокаин, а затем нифедипин либо физиологический раствор. Показателем насосной функции сердца служило среднее артериальное давление. Были получены следующие данные.
Среднее артериальное давление после приема кокаина, мм от. ст.
Плацебо | Нифедипин |
156 | 73 |
171 | 81 |
133 | 103 |
102 | 88 |
129 | 130 |
150 | 106 |
120 | 106 |
110 | 111 |
112 | 122 |
130 | 108 |
105 | 99 |
Влияет ли нифедипин на среднее артериальное давление после приема кокаина?
4.3. В процессе исследования измеряли также диаметр коронарных артерий после приема нифедипина и плацебо. Позволяют ли приводимые ниже данные утверждать, что нифедипин влияет на диаметр коронарных артерий?
Диаметр коронарной артерии, мм
Плацебо | Нифедипин |
2,5 | 2,5 |
2,2 | 1,7 |
2,6 | 1,5 |
2,0 | 2,5 |
2,1 | 1,4 |
1,8 | 1,9 |
2,4 | 2,3 |
2,3 | 2,0 |
2,7 | 2,6 |
2,7 | 2,3 |
1,9 | 2,2 |
РЕШЕНИЯ
4.1. Для среднего артериального давления t = -1,97, для общего периферического сосудистого сопротивления t = -1,29. Число степеней свободы в обоих случаях ν = 23, при а = 0,05 ему соответствует критическое значение t=2,069. Следовательно, различия обоих гемодинамических показателей статистически не значимо.
4.2. t = 3,14; ν = 20; Р < 0,01. Различия статистически значимы, однако, вопреки первоначальным предположениям, нифедипин не повышает, а снижает артериальное давление.
4.3. Нет. t = 1,33; ν = 20; Р > 0,05. Нифедипин не влияет на диаметр коронарных артерий