Снова Мак-Немар, или что-то другое Опции

[nokh]

До лечения симптом встречался у 39 человек из 42. После лечения эти 39 человек распались на 2 группы: у которых симптом остался (12 человек) и у которых он пропал (27 человек). При этом, естественно, у кого симптома не было, он и не появился (0 человек). Эффективность лечения оцениваем критерием Мак-Немара и составляем таблицу частот до-после вида:
---------- После есть -- После нет
До есть -----12 -------------27
До нет -------0 --------------3
Расчёт даёт значение хи-квадрат 27 или с поправкой Йейтса 25,037 ? колоссальная статистическая значимость. Но при этом никак не учитывается общий объём выборки. Подставим вместо 12 число 1200. Очевидно, что в данном случае препарат будет действовать уже не столь хорошо, т.к. в первом случае он помог 27 из 39 (69,2%) больных, а во втором 27 из 1227 (2,2%) больных. Однако критерий Мак-Немара даёт то же самое значение и ту же колоссальную статистическую значимость. Как-то неправильно это! Или для оценки эффективности воздействия лучше воспользоваться другими подходами?

[DrgLena]

Мы не раз уже выясняли, что ДИ может быть посчитан различными методами. Все они именные и плав в свое время выдал собственную программку в экселе, где введены формулы и имеются названия нескольких методов. Оснований объявлять одни правильными, другие не правильными у нас нет, используются и те и другие, в том числе и в современных программах.
Оснований считать, что StatXact не правильно считает ДИ нет. Первый ДИ посчитан по Вильсону и абсолютно совпадает с рассчитанным в программе плава. Второй посчитан так, как указано в документации, ссылка также имеется:
Sidik K.Exact unconditional tests for testing non-inferiority in matched-pairs design Volume 22, Issue 2, pages 265?278, 30 January 2003
Биномиальные доверительные интервалы Доверительный интервал 95%
95%ДИ
N k p 42,00% 78,45% Метод Клоппера-Пирсона Exact
42 27 64,29% 49,79% 78,78% Нормальная аппроксимация (Вальд)
49,17% 77,01% Метод Вилсона
42,36% 93,53% По распределению Пуассона (через хи2)
49,12% 77,06% Откорректированный метод Вальда

StatXact в первой строке выдает точно такое же значение, по методу Вилсона 49,17 ? 77,01
Как рассчитана ошибка к разности долей также описано в документации, даже в выходной таблице указано, что под названием станд. ошибка выдана ?объединенная оценка стандартного отклонения разности долей?, да, это не та оценка, которую предлагает Реброва, но это не значит, что это не правильно.
За реабилитацию StatXact, конечно, пива не получу, она в ней не нуждается . А формулы, которые приводит Реброва к недружественному Вам продукту не имеют никакого отношения, там не реализованы ни оценка ошибок к долям, ни расчет ДИ к долям, а также к OR или RR.

[Игорь]

Мы не раз уже выясняли, что ДИ может быть посчитан различными методами.

Да, эта тема обсуждалась и здесь на форуме, и в личных беседах с коллегами. И, удивительно для меня, большинство высказывалось, что расчеты нужно давать разными методами (хоть 15-тью). Влияние этого мнения заметно в некоторых модулях AtteStat. Но Вы противоречите сами себе - в StatXact только 2 метода, и оба не упоминаются в классических монографиях Agresti, Флейса и Ребровой.

Оснований считать, что StatXact не правильно считает ДИ нет ... Второй посчитан так, как указано в документации, ссылка также имеется:
Sidik K.Exact unconditional tests for testing non-inferiority in matched-pairs design Volume 22, Issue 2, pages 265?278, 30 January 2003

Возможно. Но проверить не удалось. Сидика торгуют за доллары. Поэтому оснований считать, что StatXact считает правильно, еще более нет.

... под названием станд. ошибка выдана ...

Может, лучше под названием "стандартная ошибка" было бы выдать стандартную ошибку?

... формулы, которые приводит Реброва к недружественному Вам продукту не имеют никакого отношения, там не реализованы ни оценка ошибок к долям, ни расчет ДИ к долям, а также к OR или RR.

Т.е. Вы намекаете, что методы, описанные в книге про программу STATISTICA, в самой упомянутой программе не представлены? Оригинально.

Сообщение отредактировал Игорь - 3.01.2011 - 16:48