Форум врачей-аспирантов

Здравствуйте, гость ( Вход | Регистрация )


Victor1980
Отправлено: 15.08.2010 - 18:00





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Цитата(плав @ 14.08.2010 - 21:51) *
Да, такой вывод обоснован, поскольку доверительные интервалы не перекрываются, можно заключить, что частота возникновения ГАМП достоверно ниже, чем частота исчезновения (p<0,05 на самом деле много меньше).

Здравствуйте Плав.
Простите пожалуйста!
Это уже чисто из любви к науке.
Я тут с Ребровой переключился на книжку Statistical aspects of the design and analisis of clinical trials (Brian Everrit) и там не могу понять что такое (two tailed test) и (one tailed test) применительно в основном к корреляции Пирсона. К сожалению по ходу чтения термин употребляется повсеместно но внятного определения нигде не дается! Не просветите что сиё такое и как его подают на стол?

P S И еще один вопрос в вдогонку. Хотелось бы уточнить если доверительные интервалы долей перекрываются частично скажем ДИ N1 = 44,28-64,04 а ДИ N2 = 35,96-55,72 то все равно следует считать, что различия статистически недостоверны. Я правильно понимаю?
Спасибо
Виктор
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10277 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 15.08.2010 - 15:21





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Цитата(Victor1980 @ 14.08.2010 - 22:11) *
Спасибо за науку!


Спасибо за науку!


Здравствуйте Плав.
Простите пожалуйста!
Это уже чисто из любви к науке.
Я тут с Ребровой переключился на книжку Statistical aspects of the design and analisis of clinical trials (Brian Everrit) и там не могу понять что такое (two tailed test) и (one tailed test) применительно в основном к корреляции Пирсона. К сожалению по ходу чтения термин употребляется повсеместно но внятного определения нигде не дается! Не просветите что сиё такое и как его подают на стол?

Спасибо
Виктор
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10275 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 14.08.2010 - 19:11





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Спасибо за науку!

Цитата(плав @ 14.08.2010 - 21:51) *
Да, такой вывод обоснован, поскольку доверительные интервалы не перекрываются, можно заключить, что частота возникновения ГАМП достоверно ниже, чем частота исчезновения (p<0,05 на самом деле много меньше).

Спасибо за науку!
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10266 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 14.08.2010 - 17:17





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Цитата(плав @ 14.08.2010 - 14:40) *
Ваши расчеты отвечают на вопрос об эффективности операции у лиц с ГАМП, а не вообще (т.е. интерпретация Вашего варианта - среди лиц с ГАМП после проведения операции она исчезает у 64% (95%ДИ=50,4-76,6%)). И это ничего не говорит о возможности возникновения ГАМП в результате операции. Соответственно надо еще и сделать расчеты для 4/49 женщин без ГАМП исходно. Имеем - частота возникновения ГАМП 8,2% (95%ДИ=2,3-19,6%). Иными словами, у тех, у кого ГАМП есть операция значимо снижает частоту ГАМП, у кого нет - повышает (если в такой интерпретации есть смысл).

БОЛЬШОЕ СПАСИБО! Мне все понятно!
Все сходится и подходит для моего исследования. Единственное о чем бы хотелось еще спросить, если интерпретация такова что: (у кого ГАМП есть операция значимо снижает частоту ГАМП, у кого нет - повышает) можно ли выдвинуть статистически обоснованное заключение о том, что (несмотря на то что операция способна провоцировать (вызывать de novo) ГАМП у женщин у которых исходно не было ГАМП, операция все равно целесообразна, так как исходное количество (доля) женщин с ГАМП 56 (53,3%) до операции и количество (доля)женщин без ГАМП 24(22,85%) после операции существенно различаются.
Возможно ли такое заключение на основании сопоставления доли ГАМП до операции 56 (53,33%) (95% ДИ =43,34%-63,13%) и доли ГАМП после операции 24 (22,86%) (95% ДИ =15,23%-32,07%) или для этого следует вычислять ДИ для разности относительных частот ?

Еще раз спасибо!




  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10264 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 14.08.2010 - 12:10





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


[quote name='плав' post='10261' date='14.08.2010 - 14:40']
Плав.
Огромное спасибо!
Отдельное спасибо за ручные расчеты!
С вашего позволения буду вопрошать еще по мере возникновения других вопросов.
Виктор
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10262 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 14.08.2010 - 00:35





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Учитывая вышесказанное, хочу сделать что то полезное для форум ( в меру своих сил) а именно поделиться ссылкой на онлайн калькулятор, который я нашел в процессе поиска. Возможно он многим уже известен, но enyway. http://www.graphpad.com/quickcalcs/index.cfm

Виктор
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10258 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 14.08.2010 - 00:21





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Цитата(Игорь @ 13.08.2010 - 18:35) *
Тут обсуждали http://forum.disser.ru/index.php?showtopic...%EE%EF%EF%E5%F0
Ссылка на программу http://attestatsoft.narod.ru
Расчет ДИ в программе явился результатом обсуждений, в том числе и на данном сайте.



Цитата(плав @ 13.08.2010 - 18:05) *
В теме http://forum.disser.ru/index.php?showtopic=1784 было обсуждение и я выкладывал экселевскую табличку для расчета ДИ, кроме того, ДИ считает AtteStat - посмотрите на форуме (поиском) или попросите Игоря дать ссылку - я быстро чего-то не нахожу (Игорь, пожалуйста, дайте ссылку на тему или на программу, спасибо)


Господа спасибо Вам большое. Позволю себе несколько сентиментальных фраз. Когда я начал изучать статистику мои коллеги аспиранты хихикали надо мной и за спиной крутили пальцем у виска! Мол, зачем обсчитывать и так ведь прокатит. А хочешь быть знайкой найми статистика 12 штук и так все обсчитает!!! Мне же самому хотелось столкнутся с этим, чтоб разобраться. Благо есть такой форум и есть такие модераторы. Благодаря которым рядовой аспирант из самого захолустья имеет возможность получить квалифицированную консультацию профессионала. Не люблю громких напыщенных фраз, но это очевидным образом способствует развитию доказательной медицины в нашей стране. К сожалению должен констатировать, что мои оппоненты правы в одном, многие научные руководители порой находятся в своих познаниях от статистики дальше аспиранта.
Таблица супер. Доступно, понятно, доходчиво.
Если позволите (надеюсь, что это мой последний вопрос) хочу уточнить итак в моем случае (когортное исследование, 1 группа - до и после операции) 105 женщин, у
56 (53,3%) был ГАМП (гиперактивный мочевой пузырь) из которых после операции у 36 (34,2%) исчез а у 20 остался и появилось у 4 у которых не было.
Итак вычисляем долю успешности операции a/(a+b) = 56/36 = 0,64 или 64,2% и определяем 95% доверительный интервал вычисленный по таблице Плава равен 50,36% 76,64%. Достаточен ли данный результат для утверждения о статистической значимости результата?

Спасибо большое
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10257 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 12.08.2010 - 23:07





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Цитата(плав @ 10.08.2010 - 23:40) *
Сразу на два поста. Итак у Вас группа НМ - 24 женщины (у всех недержание). После операции у 14 исчезло у 10 осталось. Соответственно, учитывая гомогенность по признаку недержания группы у Вас всего две цифры 14 и 10. Тест Мак-Немара требует 4 пары данных:
+- было исчезло
++ было осталось
-+ не было появилось
-- не было не появилось
Для расчетов используются численности групп (число пар) +- и -+. Второго типа данных у Вас просто нет, поэтому тест Мак-Немара не применим (его можно только использовать в случае ГАМП).
Соответственно, у Вас 24 женщины, которых можно закодировать 1 (исчезло), таких а человек и 0 (осталось), таких b человек. Описание этих значений сводится к расчету доли успешности операции a/(a+b) и определению 95% доверительного интервала по методам, указанным выше.
Теперь, на результат операции у Вас влияют вмешивающиеся значения. Насколько они важны можно было бы вначале проанализировать с помощью четырехпольных таблиц, но у Вас нет качественных, а тем более бинарных независимых переменных. Если бы они были, то таблица выглядела бы так
НМ/ Ф+ Ф-
1 m n
0 o p
, где m+n=a и o+p=b
Тогда OR=mp/no
и делается расчет 95%ДИ для OR.
В Вашем случае все показатели, повторюсь, количественные. Дихотомизировать количественные переменные, как Вы предлагаете - плохая практика, поскольку теряется значительная информация (тогда женщина с ИМТ 30.1 и 44.4 рассматриваются как имеющие одно значение ИМТ, а это разница для 150 см женщины в весе 67 и 100 кг). Соответственно, надо пользоваться методами, анализирующими зависимость качественной бинарной переменной от количественных - это логистическая регрессия.
Вначале делаете унивариантную логистическую регрессию (НМ-возраст, НМ-ИМТ, НМ-кол-во родов (тут надо посмотреть, если категорий мало, лучше их превратить в набо переменных-пустышек)), а затем - суммарную (не включая те показатели, которые в унивариантной регрессии оказались сильно незначимыми, например р>0,20).
После логистической регрессии также рассчитываете OR, только это буду шансы при росте, например ИМТ на 1 кг/м2 (можно и на 5 сделать).

Спасибо!

Несмотря на то, что мое знакомство со статистикой исчисляется днями метод дихтомизации мне то же показался грубоватым.
Спасибо что дали экспертное мнение. Придется осваивать логистическу регрессию, метод который для дилетанта кажется зловеще загадочным
и непостижимым. Вы так же советуете выразить эффективность в виде частот и построить для них ДИ. Дело в том, что как я уже говорил опыта
и теоретических познаний в статистике у меня мягко говоря маловато. За это время я успел прочитать книгу Ребровой.
Где говорится буквально следующее. Построение границ для бинарного признака сложная задача, поэтому мы приводим таблицы с их
значениями в приложении 4.
Таблицы в этом приложении явно не подходят для моего исследования, исходя из количества исследуемых пациентов.
Вы говорили, что метод описан выше. Я прсмотрел почти весь форум и не нашел ничего, что (в моем понимании) описывает методику
построения ДИ для долей. Не исключаю варианта, что я читал но не понял о чем речь.
Не могли бы Вы дать мне ссылку на страницу где обсуждается данная тема?
Заранее благодарен,
Виктор
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10223 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 10.08.2010 - 15:18





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Я имел ввиду, то что учитывая необходимость в случае вычисления Odds Ratio потребуется перевод количественного признака ИМТ в бинарный т.е. (1)- ИМТ <30 (2) - ИМТ > 30, является такой подход целесообразным, оправданным и не снижает ли он чувствительность вычисления (с учетом того, что соблазн применения этого метода связан с тем что он гораздо более простой для понимания , в моем случае, чем та же самая логистическая ргрессия.

Еще раз спасибо!
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10206 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 10.08.2010 - 13:38





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


[/left]
Цитата(плав @ 10.08.2010 - 11:18) *
Рассуждения не вполне оптимальны. Если у Вас есть две точки у одного и того же пациента, то тогда речь должна идти о смешанных моделях (моделях с повторными измерениями), которые неоднократно обсуждались ранее. Учитывая бинарность зависимого признака (есть/нет недержание) речь будет идти о логистической регрессии (с повторными измерениями). С ее помощью будет изучаться вопрос о влиянии группы (если есть два типа вмешательства) и индекса массы тела.
Вместе с тем, анализ можно упростить, если анализировать только точку исхода. Вообще возможны следующие варианты
до: было, после: осталось (0)
до: было, после: исчезло (1)
до: не было, после: нет (2)
до: не было, после: появилось (3)
Группы можно разделить по ситуации "до" (возможно, у Вас именно так, но я прописываю общий алгоритм). Тогда у нас есть группы
до: было (1)
после: осталось (0)
после: исчезло (1)
до: не было (0)
после: нет (0)
после: появилось (1)
Анализируем отдельно группу "до: было" и "до: не было"
Оценка частот (частота исчезновения недержания в группе, где оно было) оценивается одним из методов оценки ДИ частот (обсуждалось ранее - Клоппера-Пирсона, Агрести-Коула). Сам анализ выполняется при помощи обычной логистической регрессии.

Примечание. Если у Вас была группа у которой исходно были одинаковые показатели "недержания" (например, было), то тест Мак-Немара не применим. Коэффициент корреляции Спирмена теоретически может использоваться на бинарных данных, но трудно интерпретируется и поэтому к использованию не рекомендуется. Показатель связи для бинарных переменных - отношение риска/отношение шансов и, если хочется корреляции - точечно-бисериальный коэффициент корреляции.


Большое спасибо за Ваш внятный и профессиональный ответ.
Как профан в области статистики, прошу простить мою непонятливость. Я бы хотел пояснить дизайн исследования, для последующего вопроса.
Имеется группа пациенток (все женщины),у всех один и тот же диагноз (опущение тазовых органов) все подверглись одной и той же операции Prolift, у 24 пациенток было недержание мочи (НМ) у 15 было скрыто недержание (два отдельных признака) (всего с недержанием 39). После операции у 14 женщин исчезло недержание, а у 10 осталось, а у пациенток с скрытым недержанием исчезло в 9 случаях а у 6 осталось. Кроме того, у 56 был ГАМП (гиперактивный мочевой пузырь) из которых после операции у 36 исчезло а у 20 осталось. А среди пациенток у которых не было ГАМП (49) он появился появилось у 4 пациенток. Я так понимаю расчеты в этих подгруппах должны выполнятся отдельно и аналогичными методами. Поэтому можно рассмотреть только группу НМ.
Я думаю в данной ситуации критерий Мак-Немара для оценки различия отн частот до и после применим !? Далее известны другие показатели ИМТ, возраст, количество родов. Хотелось бы определить как эти факторы влияют на исход т.е. исчезнет НМ, останется или появиться. Мне представляется что в общей группе до операции следует привести коэф точечно-биссерной корреляции НМ - возраст, НМ-ИМТ, НМ-количество родов. Далее, следуя Вашей подсказке: следует провести расчет логистической регрессии НМ vs ИМТ, НМ vs возраст, НМ vs количество родов в группах до и после операции с последующим сравнением показателей Л-регресии, чтобы вынести суждение о том, что данный фактор влияет на появление или исчезновение симптомов?????? Это если я правильно понял Вашу подсказку. Или (опять если я правильно понял) можно построить таблицу:(примерно) (ПО)-постоперационно

НМ возникло(ПО) - НМ не возникло(ПО)
N женщин с ИМТ менш 30 A - B
Т женщин с ИМТ бол 30 C - D

Далее просто расчитать Odds Ratio = A/B = x C/D = y
и просто отнести эти два показателя. x/y
Последний метод прост до гениальности и соблазнителен. Однако применим ли он в данной ситуации и если да то требует ли он проверки гипотиз и какой метод оптимальнее всего для этого?
Извините что извожу Вас,остался последний вопрос.
Какой метод Вы бы посоветовали для анализа связь, частоты рецидива выраженного либо в процентах либо в абсолютных числах и степени выпадения?

Заранее благодарен.
[left]
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10204 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319

Victor1980
Отправлено: 9.08.2010 - 23:31





Группа: Пользователи
Сообщений: 11
Регистрация: 9.08.2010
Пользователь №: 22666


Всем добрый день.
Извините за вторжение в Ваш разговор. У меня тот же вопрос.
Заранее прошу простить меня за мою некомпетентность в статистике. Вопрос вот какой.
Я анализирую данные полученные в когортном исследовании. Исследуются исходы в одной выборке до и после операции. Например появилось ли недержание мочи после операции или исчезло.
Насколько я понимаю, поскольку в данном случае речь идет о сравнении частот бинарного признак (есть недержание - 1; нет недержания -0) в двух связанных (зависимых группах).
Таким образом для проверки гипотез следует применить Мак Немара хи квадрат с построением четырехпольной таблицы абсолютных частот.
Далее мне нужно изучит корреляцию между двумя рядами. Один из которых построен из количественных признаков например (возраст или индекс массы тела а второй из
бинарных (есть недержание - 1; нет недержания -0). Если я правильно понимаю в данном случае корреляцию следует анализировать методом Спирмена.
Ответьте пожалуйста на вопрос. Все ли правильно ли в моих расчетах? Нет ли некорректно выбранного метода? И могу ли рассчитать корреляцию Спирмена таким образом - подставляя в первый ряд (например значение индекса массы тела - 29,5) а во второй ряд значение бинарного признака - 0 или 1 (что соответствует наличию или отсутствию заболевания).

Заранее благодарен.
Виктор
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #10196 · Ответов: 40 · Просмотров: 101319


Открытая тема (есть новые ответы)  Открытая тема (есть новые ответы)
Открытая тема (нет новых ответов)  Открытая тема (нет новых ответов)
Горячая тема (есть новые ответы)  Горячая тема (есть новые ответы)
Горячая тема (нет новых ответов)  Горячая тема (нет новых ответов)
Опрос (есть новые голоса)  Опрос (есть новые голоса)
Опрос (нет новых голосов)  Опрос (нет новых голосов)
Закрытая тема  Закрытая тема
Тема перемещена  Тема перемещена