Стентон Гланц - Медико-биологическая статистика (1034784), страница 60

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 60)

Еще чаще они встречаются в жизни. Поэтому серьезный врач, особенно исследователь, не должен принимать за чистую монету все, что пишется в журналах.Знакомясь с материалами очередного исследования, обратите внимание, названы ли:• подлежащая проверке гипотеза;• использованные данные и способ их получения (включая метод рандомизации);• совокупность, которую представляют используемые в исследовании выборки;• статистические методы, использованные для оценки гипотезы.Очень трудно найти публикацию, которая бы содержала всеэто.

Но чем ближе она к такому идеалу, тем вернее можно положиться на приведенные в ней выводы. Напротив, очень мало доверия заслуживает статья, в которой использованные методы неуказаны вовсе или упоминаются некие «стандартные методы».Возвращаясь к вопросу об этичности исследований на людях, хочется подчеркнуть, что чем менее грамотно и добросовестно исследование, тем менее оно этично, как по отношению ктем больным, которые в нем участвовали, так и ко всем больным, лечение которых напрямую зависит от его результатов.Неэтичен любой вводящий в заблуждение результат. Неэтичноподвергать людей страданиям и мучить лабораторных животных ради получения данных, на основании которых невозможно сделать какой-либо вывод.

Неэтично выполнять такиеисследования, опровержение которых потребует чьих-то сил,здоровья и средств.Конечно, тщательная проработка статистической стороны исследования не освобождает исследователя от обязанности тща-422ГЛАВА 12тельно продумать эксперимент с врачебной точки зрения, свести риск и страдания больных к минимуму. Больше того, она дажене гарантирует, что в исследовании будут получены глубокие иноваторские результаты.

Иными словами, статистическая корректность — это необходимое, но еще не достаточное условиеуспеха исследования.Как же изменить исследовательскую практику к лучшему?Прежде всего, будьте активны. Если это от вас зависит, не подпускайте к исследованиям людей, несведущих в статистике, какне подпускаете тех, кто не смыслит в медицине. Встретив статистические несуразности в журнале, пишите редактору*. Нестесняйтесь задавать вопросы своим коллегам. Не поддавайтесьгипнозу наукообразия — докапывайтесь до сути дела. Когда васосыпают мудреными терминами, спросите, что в данном случае означает Р.Но самое главное, чтобы ваши собственные исследованиябыли безупречны с точки зрения планирования и применениястатистических методов.*Если редактор не утратил интерес к жизни и профессии, он обязательно среагирует.

Так, в 1978 г., еще никому неизвестным медиком, я написал в Circulation Research о случаях неверного использования критерия Стьюдента для множественного сравнения (об этомсм. гл. 1 и 4). Редакторы получили отзыв на мое письмо у специалиста, после чего пересмотрели требования редакции к изложению впубликуемых статьях статистических методов и методов проведения эксперимента. Два года спустя редакция сообщила о «значительном улучшении применения методов проверки статистической значимости публикуемых в журнале результатов». Желающих ознакомиться с перепиской по этому вопросу отошлем к работам М. Rosen,В. Hoffman. Editorial: statistics, biomedical scientists, and circulationresearch.

Circ. Res., 42:739, 1978 и S. Glantz. Biostatistics: how todetect, correct, and prevent errors in the medical literature. Circulation,61:1—7, 1980; S. Wallenstein, С. Zucker, J. Heiss. Some statisticalmethods useful in circulation research. Circ. Res., 47:1—9, 1980.Приложение АФормулы для вычисленийДИСПЕРСИЯ(∑ X )−2s2 =∑X2nn −1.ДИСПЕРСИОННЫЙ АНАЛИЗРасчет по групповым средним и стандартнымотклонениямИмеется k групп; пi — численность i-й группы, X i — среднее вi-й группе, si — стандартное отклонение в i-й группе.N =Sвну∑n.= ∑ (nii− 1) si2 .ν вну = N − k.(∑ n X )−2Sмеж =∑n Xi2iiNi.424ПРИЛОЖЕНИЕ Аν меж = k − 1.F =Sмеж ν межSвну ν вну.Расчет по исходным даннымпi — численность i-й группы, Хij — значение признака у j-гобольного i-й группы.2 ∑ ∑ X ij ij .C=NSобщ =∑∑ XiSмеж2ij− C.j2 ∑ X ij j − C.= ∑niiSвну = Sобщ − Sмеж .Число степеней свободы и величина F вычисляются как прирасчете по групповым средним и стандартным отклонениям.КРИТЕРИЙ СТЬЮДЕНТАРасчет по групповым средним и стандартным отклонениямt=X1 − X 2,s X1 − X 2гдеs X1 − X 2 =n1 + n2( n1 − 1) s12 + ( n2 − 1) s22  .n1n2 ( n1 + n2 − 2 ) ν = n1 + n2 − 2.425ФОРМУЛЫ ДЛЯ ВЫЧИСЛЕНИЙРасчет по исходным даннымsX1 − X2X12 )X 22 ) ((n1 + n2∑∑22=+ ∑ X2 −∑ X1 −.n1n2 ( n1 + n2 − 2) n1n2 Значения t и n вычисляются как при расчете по групповымсредним и стандартным отклонениям.ТАБЛИЦА СОПРЯЖЕННОСТИ 2×2Имеется таблица сопряженностиACBD2NN  AD − BC − 2χ2 =,ABCDAC+++()()()(B + D)где N = A + B + С + D.ν = 1.Критерий Мак-НимараЗначения двух качественных признаков «есть—нет» определены у одних и тех же больных:Признак 2Тогда+–Признак 1+–АВСD426ПРИЛОЖЕНИЕ Аχ =2ν = 1.(B−C− 1)B+C2.Точный критерий Фишера1.

ВычислитьR1 ! R2 ! C1 ! C2 !N!P′ =,A! B !C ! D !где R1 и R2 — суммы по строкам. C1 и C2 — суммы по столбцам.2. Найти наименьшее из чисел А, В, С и D. Допустим, эточисло A.3. Уменьшить A на единицу.4. Пересчитать числа в остальных клетках так, чтобы суммыпо строкам и столбцам остались прежними.5. Вычислить Р′ по приведенной формуле.6. Повторять шаги 3—5, пока А не станет равным 0.7. Сложить все значения Р′, которые не превышают Р′ дляисходной таблицы (включая Р′ для исходной таблицы).Полученная сумма представляет собой значение Р для одностороннего варианта точного критерия Фишера.

Чтобы получить значение Р для двустороннего варианта, нужно продолжитьвычисления в следующем порядке.8. Вернуться к исходной таблице.9. Увеличить А на единицу.10. Пересчитать числа в остальных клетках так, чтобы суммы по строкам и столбцам остались прежними.11. Вычислить Р′.12. Повторять шаги 9—11, пока одно из чисел в клетках нестанет равным 0.13. Сложить значения Р′, которые не превышают Р′ для исходной таблицы, и прибавить значение Р для одностороннеговарианта. Полученная сумма представляет собой значение Р длядвустороннего варианта точного критерия Фишера.ФОРМУЛЫ ДЛЯ ВЫЧИСЛЕНИЙ427Факториалы чисел от 0 до 20пп!0111223642451206720750408403209362880103628800113991680012479001600136227020800148717829120015130767436800016209227898880001735568742809600018640237370572800019121645100408832000202432902008176640000При n > 20 используйте формулуnnn ! ≈   2π n ,eгде е = 2,71828 (основание натуральных логарифмов), π = 3,14159(число «пи»).428ПРИЛОЖЕНИЕ АКОЭФФИЦИЕНТ КОРРЕЛЯЦИИ(∑ Y )−2Sобщ =∑Y2nSрег = b  ∑ XY −r=SрегSобщ=.∑ X ∑ Y  .(∑ X 2n∑ XY − nXY− nX )(∑ Y22− nY 2 ).ДИСПЕРСИОННЫЙ АНАЛИЗ ПОВТОРНЫХ ИЗМЕРЕНИЙk — число измерений, п — число больных.

Подстрочные индексы: i — номер измерения, j — номер больного, например Хij —результат i-го измерения у j-го больного.2 ∑ ∑ X ij ij .A=knB=∑∑ Xi2ij.j2∑i  ∑j X ij  .C=n2∑j  ∑i X ij D=.kSле = С – A.Sост = A + B – С – D.νле = k – 1.νост = (n – 1)(k – 1).ФОРМУЛЫ ДЛЯ ВЫЧИСЛЕНИЙF =S ле ν леSост ν ост.КРИТЕРИЙ КРУСКАЛА—УОЛЛИСАH = Ri2 12  − 3 ( N + 1) ,∑N ( N + 1)  ni 12Ri2 − 3n ( k + 1) ,∑nk ( k + 1)где Ri — сумма рангов i-го измерения.χ r2 =429Приложение БДиаграммы чувствительностидисперсионного анализаДИАГРАММЫ ЧУВСТВИТЕЛЬНОСТИ431432ПРИЛОЖЕНИЕ БЧувствительность0,600,500,400,300,200,100,700,800,920,900,950,940,960,970,98νмеж = 30, 051ϕ (для α = 0,01)α=21νвну = ∞ 30 15 10 860 20 12 9 76320,01α=0,99ϕ (для α = 0,05)3∞ 60 30 20 15 12 10 987465ДИАГРАММЫ ЧУВСТВИТЕЛЬНОСТИ433Чувствительность0,600,500,400,300,200,100,700,800,920,900,950,940,960,970,98νмеж = 450,01ϕ (для α = 0,01)α=21νвну = ∞ 30 15 10 860 20 12 9 70, 01α=0,99326ϕ (для α = 0,05)3∞ 60 30 20 15 12 10 987465434ПРИЛОЖЕНИЕ БЧувствительность0,600,500,400,300,200,100,700,800,920,900,950,940,960,970,98νмеж = 51ϕ (для α = 0,01)21νвну = ∞ 30 15 10 860 20 12 97,05α=0, 01α=00,9932ϕ (для α = 0,05)36 ∞ 60 30 20 15 12 10 987465ДИАГРАММЫ ЧУВСТВИТЕЛЬНОСТИ435Чувствительность0,600,500,400,300,200,100,700,800,920,900,950,940,960,970,9812ϕ (для α = 0,01)νвну = ∞ 30 15 10 8760 20 12 9νмеж = 650,0α=3160,01∞ 60 30 20 15 12ϕ (для α = 0,05)2α=0,99310 98746436ПРИЛОЖЕНИЕ БЧувствительность0,600,500,400,300,200,100,700,800,920,900,950,940,960,970,981νвну = ∞νмеж = 750,0α=603015 10 8712 92ϕ (для α = 0,01)206310,01∞ 60 30 20 15 12ϕ (для α = 0,05)2α=0,99310 98746ДИАГРАММЫ ЧУВСТВИТЕЛЬНОСТИ437Чувствительность0,600,500,400,300,200,100,700,800,920,900,950,940,960,970,9812ϕ (для α = 0,01)νвну = ∞ 30 15 10 8760 20 12 9νмеж = 850, 0α=631,01∞ 60 30 20 15ϕ (для α = 0,05)2α=00,9912310 98746438ПРИЛОЖЕНИЕ БПриложение ВРешения задач2.1.

Характеристики

Список файлов книги