фффффффффффффф. 6-апта. НСау рылымы Пнні коды B53. 134 Мамандыы
 Скачать 54.56 Kb.
|
|
ҚОЖА АХМЕТ ЯСАУИ АТЫНДАҒЫ ХАЛЫҚАРАЛЫҚ ҚАЗАҚ-ТҮРІК УНИВЕРСИТЕТІ МЕДИЦИНА ФАКУЛЬТЕТІ «ПРОФИЛАКТИКАЛЫҚ МЕДИЦИНА» КАФЕДРАСЫ Тәжірибелік сабаққа арналған әдстемелік НҰСҚАУ құрылымы Пәннің коды: B53.134 Мамандығы: 5В130200– «Стоматология» Оқу сағатының көлемі: ІІI кредит Тәжірибелік сабақ:18 сағат Курс: 3 Оқу семестрі: V-VI Емтихан: V-VI семестр Құрастырған: оқытушы М.П.Жанибекова Түркістан 2020 ж Кафедра мәжілісінде талқыланған. Хаттама №____ "____" _____________ 2020 ж. Кафедра меңгерушісі, м.ғ.д._________________Куандыкова А.К. №6 практикалық сабақ Тақырыбы: Статистикалық жорамалдарды тексеру. Қалыпты таралған жиынтықтардың параметрлері жөніндегі жорамалдарды тексеру. Н1 балама жорамалына қарасты Н0 нөлдік жорамалды тексеру. Әртүрлі мәнділік деңгейлері, таралудың түрлері бойынша критерийлердің қуаттылығын тексеру. Таралудың түрі жөніңдегі жорамалды тексеру. Таралудың қалыптылығын тексеру жөніндегі негізгі жорамал. Сабақ жоспары: Статистикалық жорамалдарды тексеру теориясының негізгі принциптерімен және ұғымдарымен танысу. Нөлдік және балама жорамалдарды ұйғару, параметрлік критерийлерді дұрыс таңдау дағдыларын қалыптастыру. Параметрлік емес критерийлермен танысу. Сабақтың мақсаты мен міндеттері: Сабақтың мақсаты мен міндеттері: Статистикалық жорамалдарды тексеру әдістерін, қалыпты таралған жиынтықтардың параметрлері жөніндегі жорамалдарды тексеруді үйрену. Сабақтың мазмұны: Практикада зерттеушіні бір айнымалының екінші айнымалыға тәуелділігі емес, осы айнымалылар арасындағы байланыстың тығыздығының санмен көрсетуге болатын сипаттамасы қызықтыруы мүмкін. Бұл сипаттама корреляция коэффициенті деп аталады. Корреляциялық талдау жағдайында қарастырылатын екі вариациялық қатар біз үшін тең құқылы. Егер х пен у кездейсоқ шамалар қалыпты тарамдалса, олардың сызықтық байланысының күшін Пирсон корреляция коэффициенті арқылы есептеуге болады;  Корреляция коэффициенті келесі аралықта орналасады: -1 ≤ r ≤ 1. Егер r < 0, онда х шамасы артқан сайын оларға сәйкес келетін у екінші вариациялық қатардың мәндері кемиді. Егер r> 0, онда бір шаманың мәні артқан сайын екіншісі де артады. Егер r =0, онда х және у шамалары абсолютті тәуелсіз. r = 1 болғанда шамалар арасында тура пропорционал функционалдық тәуелділік бар ( медициналық-биологиялық зерттеулерді өте сирек жағдай). Медициналық-биологиялық зерттеулерде кейбір жағдайларда параметрлік емес әдістер қолданылады: егер таңдама кіші болса, таңдама қалыпсыз тарамдалса, сапалық мәліметтермен жұмыс істесек, онда К. Спирмен рангтар корреляциясының коэффициенті қолданылады  мұнда di — қатарлас белгілердің рангілері арасындағы айырма, n — қатардың жұп мүшелерінің саны. Толық байланыс кезінде белгілердің рангілері дәл келеді және олардың айырмасы 0-ге тең болады, сәйкесінше корреляция коэффициенті 1-ге тең болады. Егер белгілер тәуелсіз вариацияланса, корреяция коэффициенті 0-ге тең болады. Мысал. Талшықта В затының құрамы мен А дәрмегін қабылдаған пациенттердің қанында D затының концентрациясының өсуі арасындағы тәуелділік зерттеледі (1-кесте). B және D заттарының қандағы мөлшері, ммоль/л.
Алдымен зерттелетін параметрлердің регрессия сызығын салып аламыз, сонда бұл тәуелділік түзу сызықен жақсы аппроксимирленетінін көреміз, яғни байланыс сызықтық болып табылады (1-сурет).  Мысал үшін зерттелетін параметрлердің арасындағы регрессиялық тәуелділіктің графикалық көрінісі. Абсциссалар осімен – В затының құрамы, ммоль/г; ордината осімен - D затының концентрациясының өсуі, ммоль/л. Бұндай сызықтық байланыстың тарлығын бағалау үшін корреляция коэффициентін есептейміз (мысал үшін, параметрлік, таңдама көлемінің аздығына қарамастан, n = 10). Пирсон корреляция коэффициенті, (56) бойынша бағаланған, r = -0,91 ге тең. «Минус» таңбасы бір белгінің үлкен мәндеріне екінші белгінің кіші мәндері сәйкес келеді. Мысал. Біздің мысал үшін рагілердің корреляция коэффициентін бағалаймыз (кесте). Егер қатардың жеке варианттары қайталанбаған болса, олардың рангілері 1-ден бастап өсу ретімен натурал сандар болар еді. Бірақ варианттардың бірдей мәндеріне олардың рангілерінің орташа арифметикалықтарына тең рангілер теңестіріледі. di шамасы зерттелетін таңдамалардың рангілерінің айырма жұптары болып табылады. Ранжирлеу дұрыстығын тексеру ережесі ретінде di суммасының 0 теңдігі алынады. Спирмен корреляция коэффициенттерін есептеу кестесі (2-кесте).
di2 суммасы 296-ға тең, n = 10 үшін рангілі корреляция коэффициентін rs = -0,82 аламыз. Салыстырылатын параметрлер арасында мәнді теріс корреляциялық байланыс бар деп тұжырымдауға болады.  (Хи-квадрат) сәйкестік критерийі критерийі тәжірибелік және теориялық таралулардағы белгінің әртүрлі мәндері бірдей жиілікпен кездесе ме деген сұраққа жауап береді. (тәжірибелік таралу мен теориялық таралу сәйкес келе ме,  : екі таралудың арсында айырмашылық жоқ).Әдістің артықшылығы сонда: «атау» шкаласынан бастап ол кез келген шкалада, берілген белгілердің таралуларын салыстыруға мүмкіндік береді. -тәжірибелік нәтижесінде алынған деректер мен теориялық модельдің сәйкестік өлшемі. есептеу үшін келесі формула қолданылады: . О – бақыланған белгілердің жиілігі, Е – теориялық жиілік (күтілетін сан). Критерийге қойылатын шектеулер (қолданылу аясы). Таңдама көлемі жеткілікті үлкен болуы керек:  .  болғанда критерийі өте жуық мән береді.Теориялық жиілік кестенің әрбір ұяшығы үшін 5 тен кем болмау керек. к – класстар саны. Бар болғаны 2 мәнді қабылдайтын белгілердің таралуларын салыстырғанда міндетті түрде Йейтс түзетуін енгізу қажет.  ; критерийін қолдану реті.Бақылау нәтижесінде алынған деректер бойынша орайластық кестесін құру. Әрбір қатардағы және әрбір бағандағы нысандар санын есептеу және бұл шамалар нысандардың жалпы санының қандай үлесін құрайтынын табу. Нүктеден кейін екі таңбаға дейінгі дәлдікпен күтілетін сандарды – қатарлар мен бағандар арасында байланыс болмаған жағдайдағы әрбір торкөзге түсетін нысандар санын есептеу. Бақыланғанжәне күтілетін мәндердің айырмашылығын сипаттайтын шамасын табу. Егер орайластық кестесінің өлшемі 2х2 болса, Йейтс түзетуін қолдану.Еркіндік дәрежесінің санын есептеу, мәнділік деңгейін таңдау және кестеден сыни нүктесін табу. Оны кесте бойынша алынған мәнмен салыстыру.Егер сыни мәннен кіші болса, онда таралулар расындағы айырмашылық статистикалық ақиқат емес.Егер  сыни мәнге тең немесе одан үлкен болса, тараулар арасындағы айырмашылық статистикалық ақиқат.Колмогоров-Смирновтың келісім критерийі мәндердің аз санында да жеткілікті сезімтал болып келеді. Оны кез-келген таралудың сәйкестігін тексеру үшін қолдануға болады. Алайда, жорамал бойынша тағайындалған таралу функциясы үздіксіз болуы керек екендігін ескеру қажет. Параметрлік емес критерийлер бас жиынтықтың таралу түріне тәуелсіз, берілген жиынтықтың варианталары мен олардың жиіліктеріне ғана тәуелді функциялар болып табылады.Параметрлік емес критерийлер параметрлік критерийлер үшін қажетті болып табылатын таралудың кейбір параметрлерін есептеуді талап етпейді.Сондықтан параметрлік емес критерийлерді және параметрлік емес статистика әдістерін параметрден бос немесе еркін таралған деп атайды. Параметрлік емес критерийлерді қолданудың тиімділігі мен мүмкіндіктері: зерттелетін жиынтықтың таралу түрі белгісіз, бұл көбіне көлемі аз жиынтықтармен жұмыс істегенде мәнді; сандық және сапалық белгілермен жұмыс істеуге мүмкіндік береді; таңдама орта және таңдама ортаның стандартты қатесін есептеу талап етілмейді; зерттеліп отырған жиынтықтар арасында айырмашылықтардың бар немесе жоқ екендігін анықтауға, егер бар болса олардың кездейсоқ немесе заңдылық екендігін тағайындауға мүмкіндік береді; зерттелетін құбылыстар немесе белгілер арасындағы байланысты немесе тәуелділікті анықтауға мүмкіндік береді; Параметрлік критерийлердің параметрлік емес аналогтары бар.Стьюденттің жұптаспаған критерийі үшін параметрлік емес Манна-Уитни, жұптасқан критерийі үшін параметрлік емес Уилкоксон критерийлері аналогтары болып табылады. Манн-Уитникритерийі байланыспаған таңдамалардың n1, n2<60 болғанда салыстырылатын таңдамалардың бір ғана бас жиынтықтан алынғандықтары жөніндегі жорамалды тексеру үшін қолданылады. Уилкоксонкритерийі (жұптасқан Т-критерий) байланысқан жиынтықтар үшін жеткілікті дәлдікпен айырмашылықтарды бағалауға қолданылады. Әрбір зерттеу үшін сәйкес статистикалық өңдеу әдісін дұрыс таңдау – кез-келген зерттеудің бірден-бір ең маңызды мезеттерінің бірі. Салыстырылатын тәуелсіз таңдамалардың бір бас жиынтыққа қатысы туралы болжамды тексеру үшін Манн-Уитни U-критерийін келтіреміз. Манн-Уитнидің U- критерийі. Критерий екі таңдама арасындағы айырмашылықты қандай-да бір сандық өлшенген белгінің деңгейі бойынша бағалау үшін арналған, және ең бастысы, Манна-Уитни критерийі таңдамаларды варианталарының таралуы қалыпты болмаған жағдайда бағалауға мүмкіндік береді. Сонымен бірге ол көлемдері аз таңдамалар  немесе  арасындағы айырмашылықты айқындауға мүмкіндік береді.Бұл әдіс екі таңдама арасындағы мәндердің қаншалықты әлсіз қиылысатын (беттесетінін) анықтайды. Қиылысатын мәндер неғұрлым аз болса, айырмашылықтың шынайлық ықтималдығы соғұрлым көп. Uтәж неғұрлым аз болса, айырмашылықтың бар болу ықтималдығы соғұрлым көп. U Манн-Уитни критерийін есептеу схемасы: 1. Кесте құру, оның бір бағанында салыстырылатын топтың біреуі, ал екінші бағанында – екіншісі болады. 2. Екі бағандағыда варианталардың мәндерін ранжирлеу. (Ескерту: ранг бергенде үлкен бір таңдамамен жұмыс істегендей болу керек). Барлық рангтердің саны екі бағандағы варианталар санына тең болады  .3. Бірінші және екінші бағандар үшін бөлек рангтер қосындысын есептеу. Рангтердің жалпы қосындысы есептелген рангтер сәйкес келетіні, келмейтінгі тексеру. 4. Екі рангілік қосындылардың үлкенін анықтау. 5. U мәнін формула бойынша табу:  .мұндағы  - 1 таңдамадағы варианталар саны; - 2 таңдамадағы варианталар саны; - екі рангтік қосындылардың үлкені; - рангілердің қосындысы үлкен топтағы варианталар саны.6. Кесте бойынша U сыни нүктелерін анықтау. Егер  , онда қабылданады.Егер  , онда жоққа шығарылады.Оқытудың техникалық және инструментальдық құралдары: сызба,кесте бойынша есептер шығару. Сабақтарды өткізу тәртібі: - сабақ жоспарына сәйкес оқу пәнiнiң сұрақтарын талқылау; - білім алушылар ұсынған тапсырмаларды және сұрақтарды талқылау; - оқу пәнiнiң теориялық қағидалары мен тұжырымдамаларын талдау; - тақырып бойынша формулаларды талдау. Деңгейлік тапсырмалар (20 ұпай дейін): I-ші деңгей 1. Жорамалдарды статистикалық тексеру міндеттері. 2.Статистикалық жорамал. Статистикалық критерий. Жорамалды тексерудің негізгі қағидасы. II-ші деңгей 1.Жорамалдарды тексеру әдістемесі. 2.Қалыпты таралған бас жиынтықтың параметрлері жөніндегі жорамалды тексеру. Стьюдент критерийі. III-ші деңгей 1.Параметрлік емес критерийлер және оларды қолдану. 2.Манн-Уитни критерийі. Студенттердің өзіндік жұмысына арналған тапсырмалар (30 ұпай дейін): 1.Тәуелді таңдамалар критерийлері: Уилкоксон критерийі. 2.Колмогоров-Смирнов, Пирсонның Хи-квадрат критерийі. Сабақ тақырыбына сәйкес әдебиеттер тізімі: Койчубеков Б.К., Абдыкешова Д.Т., Алибиева Д.Т. Биостатистика курсына кіріспе, Алматы 2014. Медик В.А.,ТокмачевМ.С.,Фишман Б.Б.Статистика в медицине и биологии. М.: Медицина, 2000. Лукьянова Е.А. Медицинская статистика.- М.: Изд. РУДН, 2002. Рокицкий П.Ф. Биологическая статистика.- Высшая школа, 1973. |