Жина тал ан салыстыру. қ ғ Бонферрониді т

Скачать презентацию Жина тал ан салыстыру. қ ғ Бонферрониді т Скачать презентацию Жина тал ан салыстыру. қ ғ Бонферрониді т

1-topsha.pptx

  • Размер: 101.1 Кб
  • Автор: Aigerim Abdrazak
  • Количество слайдов: 17

Описание презентации Жина тал ан салыстыру. қ ғ Бонферрониді т по слайдам

Жина тал ан салыстыру. қ ғ Бонферрониді т зетуімен ң ү Стьюдент белгісі. Жина тал ан салыстыру. қ ғ Бонферрониді т зетуімен ң ү Стьюдент белгісі.

 Кіріспе Негізгі б лімө 1. Жина тал ан салыстыру дістері қ ғ ә Кіріспе Негізгі б лімө 1. Жина тал ан салыстыру дістері қ ғ ә 2. Жина тал ан салыстыру шін Стьюдент қ ғ ү белгілерін олдану м селесі қ ә 3. Бонферрониді т зетуі ң ү орытынды Қ Пайдаланыл ан дебиеттер ғ әЖоспар:

  Статистикалы зерттеулер ж ргізер алдында, қ ү статистикалы есептеуде олданылатын дістер мен Статистикалы зерттеулер ж ргізер алдында, қ ү статистикалы есептеуде олданылатын дістер мен қ қ ә критерияларды аны тап ал ан д рыс. олдану керекті қ ғ ұ Қ дістер берілген тапсырманы т рі мен шешілуіне ә ң ү байланысты болып келеді. Егер де арастырылып қ отыр ан топтар екіден к п болса, онда дисперсионды ғ ө зерттеуді олданамыз. Біра ол тек гипотезаны орта қ қ ң м ндерін ана тексеруге м мкіндік бере алады. Егер де ә ғ ү гипотеза аны талмаса, андай да бір топты бас алардан қ қ ң қ айырмашылы ын аны тау м мкін емес. Б л ғ қ ү ұ жина тал ан қ ғ салыстыру дісін ә олдану а м мкіндік береді. қ ғ ү

 Жина тал ан салыстыру дістері қ ғ ә – дисперсиялы анализді  рамды Жина тал ан салыстыру дістері қ ғ ә – дисперсиялы анализді рамды б лігі ж не қ ң құ қ ө ә згергіштікке т уелді эксперименттегі топтарда ы ө ә ғ ос факторлы салыстыруларды орта арифметикалы қ қ қ м ндер арасында ы болжамды тексеруге арнал ан ә ғ ғ статистикалы дістер. Жина тал ан салыстыру қ ә қ ғ дістері орта контраст м нінде негіздейді. ә ә Контраст дегеніміз ∑λiμi орта м ндерді сызы ты ә ң қ комбинациясы, ∑ λi = 0 шартты ана аттандыратын коэффициент. қ ғ

 рбір контраст лшенген екі та дал ан топтарды Ә ө ң ғ ң рбір контраст лшенген екі та дал ан топтарды Ә ө ң ғ ң орта м ндерін салыстыру а м мкіндік береді. ә ғ ү Мысалы, μ 1 — μ 2, 1/2 (μ 1 + μ 2) — 1/3 (μ 3 + μ 4 + μ 5) ж не т. б. ә Н лдік жорамал (H 0 : ∑λiμi = 0), я ни м нда екі ө ғ ұ та дап алын ан топтарды орта м ндері бір-бірінен ң ғ ң ә ажыратылмайды. Ал альтернативті жорамал (H 1 : ∑λiμi ≠ 0)-екі та дап алын ан топтар арасында айырмашылы ң ғ қ статистикалы т рде аны тал ан. Осы қ ү қ ғ болжамдарды тексеруге бірнеше дістер бар. ә Ішінде ке тарал аны болып табылатын діс- ң ғ ә Т- діс-Тьюки ә ж не ә S- діс-Шеффеә деп аталады.

 Шеффе дісі ә бойынша болжамды тексеруде сенім интервалын ру керек. Я ни ∑λiyi Шеффе дісі ә бойынша болжамды тексеруде сенім интервалын ру керек. Я ни ∑λiyi ± S, құ ғ S = (k — 1) MSSвнгр F 1 -α ∑(λi² / ni); λi -топтарды ң контрастты коэффициенті , ni -топты к лемі, б л контраст ң ө ұ рамына кіреді. құ MSS -ішкі топты орта қ квадрат(дисперсиялы анализ), F 1 -α — 100(1 -α)-таралуды қ ң квантилі, (p — l; n — p) бостанды д режесі болып қ ә табылады. Егерде осы интервал н лден аспайтын ө болса, онда α м ні деігейінде HO айтарылады. Б л ә қ ұ процедура рбір контраст шін айталанады, к рсетілген ә ү қ ө ызы ты зерттеу шін қ қ ү Тьюки дісі абылданады, ол тек ә қ топ к лемі те бол ан жа дайда ана тиімді. ө ң ғ ғ ғ

  Стьюдент критериясы тек орта екі топты ң айырмашылы тарыны болжамын тексеруге қ Стьюдент критериясы тек орта екі топты ң айырмашылы тарыны болжамын тексеруге қ ң олданылуы м мкін. Егерде зерттеу жоспары қ ү лкен топ саны болса, онда карапайым екіден ү салыстыру керек. Осы тапсырманы корректті ң шешімі шін, мысалы дисперсиялы анализді ү қ олдану а болады. Біра , егерде жорамал қ ғ қ аны талмаса, онда андай топ бас аларынан қ қ қ ерекшеленгенін білу керек емес. Б л жина тал ан( ұ қ ғ салыстыру дістерін жасау а м мкіндік береді, ә ғ ү я ни олар параметрлік ж не параметрлік емес ғ ә болып б лінеді. ө

 Б л дістер жина тал ан салыстыруды былай ж ргізуге м мкіндік береді, Б л дістер жина тал ан салыстыруды былай ж ргізуге м мкіндік береді, ұ ә қ ғ ү ү е болмаса бір д рыс емес орытынды бастап ы та далын ан м н де гейінде ң ұ қ қ ң ғ ә ң алу керек. қ Параметрлік критерийлерге: Стьюдент, Ньюман- Кейлс, Тьюки, Шеффе, Даннета критериялары, Параметрлік емес Краскел-Уоллис, медианды критериялары қ жатады. Айта кететін м селе, негізгі параметрлік критерийлер бірнеше ә модификациядан кейін т уелсіз топтарды айырмашылы тарын орнату а ә ң қ ғ ж не айталамалы згерістерді орнату а к птік салыстыру дісі арнал ан ә қ ө ғ ө ә ғ ж не абылданады. Онда да егер дисперсиялы анализ осындай ә қ қ айырмашылы тарды орнат ан болса болады. Назар аударатын жа дай, осы қ қ ғ критерияларды абылдануына жа дай керек, егерде дисперсиялы анализ ң қ ғ қ та дал ан орта м ндерді арасында аны айырмашылы тар к рсетілген. ң ғ ә ң қ қ ө M — салыстыратын топтарды аны тайтын саны. ң қ

  Стьюдент критериясы Бонферрони те сіздігін ң олдану а жина тал ан салыстыру Стьюдент критериясы Бонферрони те сіздігін ң олдану а жина тал ан салыстыру а негізделген. Б л қ ғ ғ ұ критерийді альфа м ні де гейін олдану, е болмаса бір ә ң қ ң жа дайды айырмашылы ын олдану. Бонферрони ғ ң ғ қ те сіздігінде альфа атесіні кездейсо ты ын амтамасыз ң қ ғ қ ететін болса , онда рбір салыстыру а альфа м ніні қ ә ғ ә ң де гейін абылдаймыз, я ни б л ң қ ғ ұ Бонферрони т зетілуі ү болып саналады (к-салыстыру саны). Берілген атты дискті қ ж мсарту шін, ішкі топты дисперсияны жалпы ба асы ұ ү қ ң ғ олданылады, бостанды д режесіні саны осы кезде седі, қ қ ә ң ө з кезегінде критерялы м нді азайту а тестті тексеруге алып ө қ ә ғ келеді. Бостанды д режесіні саны осы кезде Стьюдент қ ә ң критериясы шін f = m*(n — 1) ү те болады, ң n — топ к леміө , ал топты рт рлі к леміне бостанды д режесіні саны ң ә ү ө қ ә ң барлы топтарды санды суммарлы N минусы m топ қ ң қ қ санына те болады (m>2 жа дайында Стьюдент критериясы ң ғ шін арапайым бостанды д режесіні саны седі). ү қ қ ә ң ө

 Хи квадрат критерийінде;  Корреляциялы анализде; қ Стьюдент критерийінде , 2 -ден к Хи квадрат критерийінде; Корреляциялы анализде; қ Стьюдент критерийінде , 2 -ден к п топ ө бол ан кезде; ғ Сезімталды ты есептеу кезінде; қ Бонферрони т зетуі енгізіледі ү

  Б л діс салыстыру саны сегізден жо ары болмаса ұ ә ғ Б л діс салыстыру саны сегізден жо ары болмаса ұ ә ғ ж мыс ж зеге асады. лкен санды салыстыру критериі ұ ү Ү Ньюман-Кейлс ж не Тьюки альфа кездейсо ты ыны на ты ә қ ғ ң қ ба асын береді. Жина тал ан салыстыруды арапайым ғ қ ғ ң қ дістеріні бірі- Бонферонни т зетуін енгізу. Жо арыда ә ң ү ғ к рсетіліп ткендей, Стьюдент критиясын 5% ө ө ы тималдылы м ніні д режесін олдану, айырмашылы ты қ қ ә ң ә қ қ жо жерде іздеу ш рет айтара олдан ан кезде, 5% емес, қ ү қ қ ғ 3^5=15% м ніне те. Б л к рсеткіш Бонферонни ә ң ұ ө те сіздігінде жиі болады ң Бонферонни те сіздігі: ң a`< к б л жерде ұ a`- айырмашылы ты бір рет ате табуды ы тималды ы. қ қ ң қ ғ Бонферонни те сіздігінен біз ателік ы тималды ын ң қ қ ғ іздейміз, р салыстыруда біз м ндік д режені абылдауымыз ә ә ә қ керек a`/k- я ни Бонферонни т зетуі дегеніміз осы. ғ ү

 Мысалы: ш реттік салыстыруда м ндік д режесі ү ә ә 0. 05/3= Мысалы: ш реттік салыстыруда м ндік д режесі ү ә ә 0. 05/3= 1. 7% болуы тиіс. Егер салыстыру саны ау ымды бол ан жа дайда, Бонферонни т зетуі қ ғ ғ ү те жа сы ж мыс жасайды. 8 -ден ас ан жа дайда, ө қ ұ қ ғ б л діс те « ата » болып саналады ж не де ұ ә ө қ ң ә лкен айырмашылы тарды статистикалы м нсіз ү қ қ ә деп айту а тура келеді. ғ Жина тал ан қ ғ салыстыру дістеріні Бонферонни т зетуіне ә ң ү састы ы- ұқ ғ Стьюдент критериясыны ң модификациясына келетіндігі ж не к п айтара ә ә ө қ салыстыру.

   рбір ылыми зерттеу ж не клиникалы зерттеуде Ә ғ ә қ рбір ылыми зерттеу ж не клиникалы зерттеуде Ә ғ ә қ ж мыс барысында алын ан орытынды те ма ызды. ұ ғ қ ө ң Д лдік ба асыны жо арылауы ж не жалпы м ндер ә ғ ң ғ ә ә м мкіндігімен амтамасыз ету шін: -адекватты лшеу ү қ ү ө дісін та дау -та дама к леміні м ніні д режесі 0. 05% ә ң ң ө ң ә ж не к штілік сері 80%- тен кем емес -На ты ә ү ә қ деректерден алын ан орытындыларды серін тексеру ғ қ ң ә -Статистикалы зерттеу дісін та дау Статистикалы қ ә ң қ орытынды- статистикалы зерттеулер ж ргізу барысында қ қ ү алын ан м ліметтер. Зерттеуді орытындысын ғ ә ң қ жарияламас б рын ателік ы тималды ын ескеру керек. ұ қ қ ғ

  Б л критерий а -ы тималдылы а на ты ба а ұ Б л критерий а -ы тималдылы а на ты ба а ұ қ ққ қ ғ береді, ж не Стьюдент Бонферрони т зетуіне ә ү ара анда сезімталдылы ы жо ары. Алдымен қ ғ ғ ғ дисперсионды анализ к мегімен н лдік ө ө гипотезаны тексереміз. Егер ол жо а шы арылса ққ ғ онда су ретімен ж не салыстырмалы т рде ө ә ү реттеп Ньюмен-Кейлса критериіні м нін ң ә есептейміз: ХА-Х Еркіндік д режесі v=N-t ә (N-барлы топ осындысы; t-топ саны) қ қ Салыстырмалы интервалы l = j-i. НЬЮМЕНА-КЕЙЛСА критерийі

  Тьюки критериі Ньюмена—Кейлса критериімен барлы ында сай келеді, тек критикалы м нін Тьюки критериі Ньюмена—Кейлса критериімен барлы ында сай келеді, тек критикалы м нін ғ қ ә аны тауын оспа анда. Ньюмена—Кейлса қ қ ғ критериінде критикалы м ні q салыстырмалы қ ә интервалына / т уелді. Тьюки критериінде барлы ә қ салыстырумен бірге топ санын т алады, олай болатын болса, критикалы м ні q барлы уа ытта қ ә қ қ бірдей. Ньюмена-Кейлса критериі Тьюки критериіні ң жетілдірілген т рі болып арастырылды. Тьюки ү қ критериіні статистика а негізделген т рінде жалпы ң ғ ү дисперсиясын ба алау алынады. ғ Тьюки критерийі

 орыта келгенде, Қ t - Стьюдент белгісі – б л ұ та даманы орыта келгенде, Қ t — Стьюдент белгісі – б л ұ та даманы біртектілігін тексеретін діс. Ол ң ң ә екі та даманы м ндеріні орташа ң ң ә ң шамаларыны те дігі туралы болжамды ң ң абылдау а немесе абылдамау а, қ ғ м мкіндік ү береді. На ты деректерден алын ан қ ғ орытындыларды серін тексеру шін қ ң ә ү статистикалы зерттеу дісін та дап, қ ә ң зерттеуді орытындысын жарияламас б рын ң қ ұ ателік ы тималды ын ескеру керек. қ қ ғ орытынды Қ

 1. Савилов Е. Д. Мамонтова Л. М. и др. Применение статистических методов в 1. Савилов Е. Д. Мамонтова Л. М. и др. Применение статистических методов в эпидемиологическом анализе. -М. «МЕДпресс-информ» , 2004. 2. Лукьянова Е. А. Медицинская статистика. — М. : Изд. РУДН, 2002. 3. Медик В. А. , Токмачев М. С. , Фишман Б. Б. Статистика в медицине и биологии. М. : Медицина, 2000. 4. И. В. Павлушков и др. Основы высшей математики и математической статистики. (учебник для медицинских и фармацевтических вузов) М. , «ГЭОТАР — МЕД» ; 2008 5. Гланц С. Медико-биологическая статистика – М. : Практика, 1999. 6. Рокицкий П. Ф. Биологическая статистика. — Высшая школа, 1973. Пайдаланыл ан дебиеттер тізіміғ ә

Зарегистрируйтесь, чтобы просмотреть полный документ!
РЕГИСТРАЦИЯ