Диссертация (1140324), страница 9
Текст из файла (страница 9)
Втом случае, когда эксперты затрудняются присвоить всем значениямпоказателя различные ранги, двум или более значениям могут бытьприписаны одинаковые (связанные) ранги. При наличии связанных ранговвыполняетсяпреобразованиематрицыранжированиякнормальному(стандартизованному) виду, в котором в каждом столбце матрицыранжирования, где записано мнение j-го эксперта (j= 1, m ), сумма ранговдолжна быть равна n(n+1)/2. Для обеспечения этого условия значениямпоказателя, которые имеют связанные ранги, присваивается ранг, равныйсреднему значению мест, которые они поделили между собой.47Для того, чтобы убедиться в объективнойсти и достоверностиполученныхвыполняетсяоценокоценканаосновестепениполученнойматрицысогласованностиранжированиямненийэкспертов,участвующих в экспертизе, на основе коэффициента конкордации Кэндала:W=( )S d2m1 2 3m (n − 1) − m∑ T j12j =1,(2.3)где S(d)2 – сумма квадратов следующих разностей m 1d = ∑ a ji − m( n + 1); j =1 2(2.4)aji – сумма рангов i-го значения показателя;Тj – величина, определяемая по формуле=Tj1 n 3∑ (ti − ti );12 i =1(2.5)tj – число повторений i-го ранга в j-том столбце матрицыранжирования.
В случае, если в матрице ранжирования отсутствуютсвязанные (совпавшие) ранги, вычисления проводятся по следующейформуле:W=12 S ( d 2 ).m 2 ( n 3 − 1)(2.6)Получаемые таким образом значения коэффициента конкордациилежат в диапазоне от 0 до 1. Если W=1, то все эксперты единодушны в своихоценках; если W = 0, то согласие между экспертами, участвующими в оценкелингвистических значений показателя, полностью отсутствует.Оценка статистической значимости коэффициента конкордации Wосуществляется на основе χ2 – критерий Пирсона:2χ рас= m( n − 1)W .(2.7)В случае, когда при числе степеней свободы f=n-1 и выбранном уровне2значимости α критическое (табличное) значение χ таблокажется меньше2расчетного χ рас, гипотеза о согласованности мнений экспертов принимаетсяи ранги, которые получены в результате выполненных расчетов, уже могут48быть использованы в качестве искомых численных оценок качественныхзначений показателей.Отсутствие согласованности мнений экспертов может говорить как оих некомпетентности, иак и о некорректности поставленной задачи.
В этомслучае требуется повторная экспертиза после корректировки постановкизадачи, либо замены состава экспертов.В том случае, когда различия между смежными парами значенийкачественногопоказателянеравнозначны,целесообразнопроведениедополнительных расчетов. Для этого снова используется метод априорногоранжирования: передm экспертами (m>7) ставится задача осуществитьоценку на основе 5-балльной шкалы значимости различий между смежнымиградациями показателяj∆ i −1,i( i = 2, n , j = 1, m ), которые предварительно ужебыли отсортированы по возрастанию их значимости.Еслиестьсогласие(согласновычисленномукоэффициенту22), их оценкиконкордации) между участниками экспертизы ( χ рас> χ таблусредняются:m∆ i −1,i = ∑ ∆ i −1,i , i = 2, nj.(2.8)j =1Для вычисления численной оценки градаций качественного показателяиспользуется следующее выражение:z1=zi= 0,zi −1+ ∆ i −1,i ,i = 2, n ,(2.9)где n – число различных значений показателя, отсортированных в порядкевозрастания их значимости.С целью удобства выполнения дальнейших расчетов предлагаетсяиспользоватьнормированныезначениячисленныхоценокградацийпоказателя:zнi=zzi,i = 1, n .(2.10)nПосле выполнения нормировки, полученные таким образом значенияпоказателя, находятся в интервале [0,1].
При этом, наименее значимому (или49наихудшему) значению соответствует ноль, а наиболее значимому (илинаилучшему) – единица.Для примера вычисления значений численных оценок качественногопоказателярассмотримпроцесспреобразованияпоказателя,характеризующего семейное положение больных алкоголизмом. Данныйпоказатель может иметь 4 различных градации: «холост (не замужем)»,«разведен (разведена)», «женат (замужем)», «вдовец (вдова)».Для вычисления численной оценки в данном случае используется 4балльная шкала.
На основе опроса экспертов, являющихся сотрудникамикафедрыобщественногоздоровья,экономикииуправлениявздравоохранении ИДПО Воронежского государственного медицинскогоуниверситета им. Н.Н. Бурденко, и имеющими стаж научно-практической ипреподавательской работы не менее 5 лет, сформирована матрицаранжирования, представленная в табл. 2.3.Таблица 2.3Исходная матрица ранжирования градаций показателя,характеризующего семейное положение обследуемогоКачественная градацияОценки 8-ми экспертовпоказателяIIIIIIIVVVI VII VIII1. Вдовец (вдова)433442442. Женат (замужем)111111113.
Разведен (разведена)322332234. Холост (не замужем)22322232С учетом того, что отдельными экспертами (вторым, третьи и шестым)различным градациям показателя был присвоен одинаковый ранг (связанныеранги), возникла потребность в преобразовании матрицы ранжирования кнормальному виду (табл. 2.4).После проведения расчетов на основе формул (2.3) – (2.7), быловычислено значение коэффициента конкордации W = 0,7634 и χ2расч =18,3214. С учетом того, что полученное расчетное значение χ2 критерия50Пирсона оказалось больше табличного χ2табл = 7,815 (при выбранном уровнезначимости α = 0,05 и числе степеней свободы ν = n-1 = 3), была принятагипотеза о наличии согласованности мнений участников экспертизы.Таблица 2.4Приведенная матрица ранжирования градаций показателя,характеризующего семейное положение больногоКачественное значение градациипоказателяОценки 8-ми экспертовСуммаIIIIII IV V VI VII VIII рангов1.
Вдовец (вдова)443,5 42. Женат (замужем)113. Разведен (разведена)3 2,54. Холост (не замужем)434430,51111118,023332321,52 2,5 3,5 2233220,0В результате был получен следующий упорядоченный набор градацийпоказателя, характеризующего семейное положение обследуемого: 1) «женат(замужем)»; 2) «холост (не замужем)»; 3) «разведен (разведена)»; 4) «вдовец(вдова)».Для определения численной оценки каждой градации показателя, сиспользованием оценок экспертов, проведено попарное сравнение всехкачественных (лингвистических) значений анализируемого показателя.Результаты, полученные в ходе расчетов, представлены в табл. 2.5.Таблица 2.5Результаты проведения сравнения градаций показателя,характеризующего семейное положение больногоНомерасравниваемыхОценки восьми экспертовСреднееIIIIIIIVVVIVIIVIIIзначение1-2444344443,8752-3232223222,2503-4555455554,875градаций51В результате расчетов, проведенных с использованием формул (2.9),(2.10) для каждого лингвистического (качественного) значения показателя,характеризующего семейное положение обследованного, были получены егочисленные оценки (табл.
2.6). Аналогичные расчеты были проведены длявсех показателей, не имеющих численной оценки. В каждом случаепроверяласьибыладоказанасогласованностьмненийучастниковэкспертизы, что позволило получить достоверные оценки. Все полученныерезультаты приведены в приложении 2.Нормированныехарактеризующихзначенияградациймедико-социальныекачественныхфакторыриска,показателей,полученныеврезультате проведенных расчетов были использованы в дальнейшем прииспользовании методов моделирования и математической статистики.Таблица 2.6Численные оценки градаций показателя,характеризующего семейное положение обследованногоЧисленнаяНормированнаяоценкаоценка00Разведен (разведена)3,8750,3477Холост (не замужем)6,1250,5568Женат (замужем)11,0001,0000Лингвистическое значениеВдовец (вдова)При анализе решении задачи анализа значимости медико-социальныхфактороврискаразвитияалкоголизма,осуществлялосьсравнениехарактеристик лиц основной и контрольной групп на основе t-критерияСтьюдента.
При этом в группах сравнения по каждому анализируемомупоказателю вычислялось выборочное среднее и 95 %-е доверительныеинтервалы для генеральных средних [65]:52~x − ∆x ≤ x ≤ ~x + ∆x ,∆xµ=tµ ,xx=(2.11)s,nгде x – генеральная средняя, ~x – выборочная средняя,ошибка выборочной средней,µx∆x– предельная– средняя квадратическая стандартнаяошибка, t – коэффициент доверия (или t-статистика Стьюдента), s – среднееквадратическое отклонение в выборке, n – объем выборки.Для проверки гипотезы о равенстве/неравенстве выборочных среднихзначений используется критерий, основанный на t-статистике [65]:t=~xx −~121 1s+n m,(2.12)которая имеет распределение Стьюдента числом степеней свободыn+m-2.С учетом того, что t-статистика прямо пропорциональна значимостиразличия средних значений показателей в сравниваемых группах, приняторешение использовать полученную величину в качестве меры для оценкиуровня значимости исследуемых факторов риска.Дляоценкисилывлиянияанализируемыхмедико-социальныххарактеристик больных алкоголизмом на состояние их здоровья вычислялиськоэффициенты парной корреляции, характеризующие степень взаимосвязиисследуемых характеристик больных с самооценкой ими состоянии своегоздоровья, а также с числом случаев и длительностью временной утратытрудоспособности.ранжированиеНаосновеиндивидуальныхрезультатоврасчетовмедико-социальныхосуществлялосьхарактеристикпостепени влияния на выделенные ведущие показатели.Для решения задачи прогнозирования развития алкоголизма с учетоминдивидуальныхмедико-социальныхфактороврискастроилисьпрогностические модели.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
