Форум врачей-аспирантов

Здравствуйте, гость ( Вход | Регистрация )

15 страниц V   1 2 3 > » 

DoctorStat
Отправлено: 31.05.2018 - 21:56


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Извините за отклонение от темы, но на этом форуме часто упоминается термин бутстреп. Я догадываюсь, что он означает, но у меня нет уверенности, что он работает как надо: дает сходимость, устойчивость и другие полезные качества. Можете привести ссылку, где объясняется правомочность применения бутстрепа в статистике ?
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #23035 · Ответов: 11 · Просмотров: 2476

DoctorStat
Отправлено: 20.05.2018 - 11:36


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Кажется, это заметил passant: 8 пород (строк), 5 локализаций (столбцов) ? получается одна таблица сопряженности 8*5 = 40 ячеек. Число случаев (собак) = 88. Когда у собаки одно поражение, средние числа заполнения таблицы = 88/40=2. Минимальные числа в ячейках будут заведомо меньше средних чисел, значит метод хи-квадрат проверки независимости не подойдет. А вот точный критерий Фишера, свободный от ограничений минимальных значений в ячейках, поможет ответить на вопрос: зависит ли локализация поражения от породы собак.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #23015 · Ответов: 32 · Просмотров: 2890

DoctorStat
Отправлено: 4.04.2018 - 22:06


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(Cules2013 @ 3.04.2018 - 08:40) *
У каждого критерия есть свои допущения и ограничения. Хотелось бы знать конкретно, "что, куда и как".
Ну, допустим, вы накопали в оригинальных статьях или, что еще лучше, вывели сами критерии применимости нужного вам статистического метода. А толку-то - вам все равно никто не поверит ! Ведь медики - очень консервативный подтип человечества. Они привыкли к определенным рекомендованным книгам и руководствам, где черным по белому написано, что данный критерий можно применять только при ТАКИХ ограничениях. Это как в библии - я бога не видел, но в него верю, чтобы мне не говорили и какие бы доказательства не приводили!
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #22864 · Ответов: 10 · Просмотров: 1611

DoctorStat
Отправлено: 25.03.2018 - 20:15


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(Статистик @ 25.03.2018 - 18:59) *
А что Вы понимаете под однородностью одной выборки?
Я не уверен, что именно автор имел в виду, но вот возможное объяснение этого термина. Генеральная совокупность объектов имеет определенную функцию распределения каких-то параметров. Сделаем выборку из этой (или другой) совокупности. Тогда можно сформулировать гипотезу о принадлежности выборки исходной совокупности или, другими словами, "однородности одной выборки".
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #22804 · Ответов: 13 · Просмотров: 2179

DoctorStat
Отправлено: 11.03.2018 - 21:18


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(kont @ 9.03.2018 - 15:38) *
Как сделать так, чтобы выборка была минимально возможной с одной стороны, т.е. кол-во крайне мало, и при этом максимально точно описывала результат.
Вы неточно ставите задачу. Для большей определенности следует переформулировать ее примерно так (простейший случай):
Есть генеральная выборка (1500 зайцев) двух цветов: белого и серого, которые прячутся в норках, поэтому определить цвет всей популяции мы не можем. Мы можем только вытащить наугад зайцев из двух соседних нор (сделать две независимые выборки) и сравнить долю белых в каждой из них. Требуется предложить статистический метод для проверки гипотезы: процент белых зайцев в популяции больше X. При этом должны выполняться условия: чувствительность метода должна быть не меньше Y, специфичность не меньше Z при минимальной сумме двух выборок.

  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #22754 · Ответов: 2 · Просмотров: 1006

DoctorStat
Отправлено: 13.02.2018 - 20:23


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(ЛенвГо ошко @ 13.02.2018 - 15:20) *
По-прежнему хочу получить четкий ответ на свой изначальный вопрос.
Если у вас все подопытные кролики одинаковые (возраст, пол и т.д.) и не близкие родственники, то 100% дал правильный совет: все четные номера в списке (упорядоченном по фамилии, имени, отчеству) в одну группу, нечетные - в другую.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #22619 · Ответов: 35 · Просмотров: 9254

DoctorStat
Отправлено: 23.01.2018 - 15:27


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(nastushka @ 23.01.2018 - 11:20) *
Согласно закону о персональных данных, напрямую нельзя передовать сторонним лицам такие данные, как ФИО. Однако из ФИО можно тоже получать такую информацию, как национальность, пол. Есть ли способы закодировать, а лучше сказать исказить персональные данные, так что с одной стороны они содержат начальную информацию, а с другой стороны мы не нарушаем закона, т.к. там не реальное ФИО, а кодировка.
Можно ли составить какой-либо семантический словарь , а потом по нему расшифровывать?
Подскажите, пожалуйста.
Можно, например, использовать лексическое упорядочение по фамилии, имени, отчеству:

1 Ананьева Галина Петровна
2 Болушева Татьяна Юрьевна
3 Яковлева Ирина Анатольевна
4 Яковлева Людмила Григорьевна

Указанную кодировку (1,2,3,4) нужно использовать во всех отчетах вместо ФИО.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #22473 · Ответов: 5 · Просмотров: 855

DoctorStat
Отправлено: 21.10.2017 - 11:10


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(nastushka @ 19.10.2017 - 17:40) *
например 150 человек сказали , да есть значки с герборм рсфср, т.е. 15%
эту долю репрезентируем на генеральную совокупность.
Так корректно делать?
Оценка доли сделана правильно, но желательно также посчитать доверительные интервалы для доли, т.к. выборка это еще не вся генеральная совокупность.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #22041 · Ответов: 7 · Просмотров: 1261

DoctorStat
Отправлено: 4.03.2017 - 13:38


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


У меня такое ощущение, что парные корреляции могут быть незначимы, а сложная многомерная зависимость имеет место быть. В продолжение этой догадки: не лучше ли начать с многомерных методов анализа, постепенно уменьшая размерность признаков до минимального (парного) значения ?
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #21133 · Ответов: 40 · Просмотров: 10654

DoctorStat
Отправлено: 23.02.2017 - 13:13


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(DrgLena @ 23.02.2017 - 11:09) *
Я думаю, автор поста к этим долям и хочет посчитать ДИ
Даже если категории не упорядочены, можно вычислить ДИ для доли в каждой категории. Выше с помощью тестов хи-квадрат и Фишера была показана независимость двух выборок, следовательно, мы можем их объединить в одну:
полный ответ Стабилизация Частичный ответ
1 3 56
Получается одна выборка из неизвестной генеральной совокупности, частоты (доли) которой нужно оценить . Выборочные доли P_i на основании ЦПТ подчиняются нормальному распределению. Формулу для стандартного отклонения для частот Sigma_i можно найти в учебниках. Тогда 95 %-доверительный интервал i-ой доли равен = P_i +/- 2*Sigma_i
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #21082 · Ответов: 11 · Просмотров: 2967

DoctorStat
Отправлено: 18.02.2017 - 18:38


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(kont @ 18.02.2017 - 18:07) *
И тут я впал в ступор, я не могу понять, а как составить таблицу для трех градаций, чтобы посмотреть межгрупповое различие. Мне просто нужно ещё и 95% ДИ рассчитать.
Зашел на сайт on-line калькулятора хи-квадрат, вбил значения и получил ответ (смотри картинку 1). Хи-квадрат - приближенный метод, поэтому его нужно перепроверять точным методом Фишера (смотри картинку 2 - результат работы моей программы). На уровне значимости p=0,05 результаты совпадают.
Эскизы прикрепленных изображений
Прикрепленное изображение
Прикрепленное изображение
 
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #21060 · Ответов: 11 · Просмотров: 2967

DoctorStat
Отправлено: 4.01.2017 - 20:08


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(DrgLena)
По поводу оформления, есть такая книга Ланга и Сесика "Как описывать статистику в медицине", раньше я пользовалась английской версией, точно есть в сети, но сейчас она издана на русском языке, перевод под редакцией В.П. Леонова.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #20785 · Ответов: 47 · Просмотров: 82395

DoctorStat
Отправлено: 4.01.2017 - 11:00


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(doc2012)
1) вот критерием К-У выявил достоверность/недостоверность различий между тремя группами, далее там в программе статистика можно попарно сравнить группы между собой и выявить Н и р при парных уже сравнениях---как при этом трактовать результаты попарных сравнений внутри критерия К-У--? можно ли пользоваться такими попарными данными?-может это уже как критерий Манна-Уитни? или что это?
Предположим, что Критерий Крускала-Уоллиса выявил различие между тремя выборками. Далее, попарно сравнивая выборки, необходимо объединить их в однородные группы (алгоритм кластеризации).
Цитата(doc2012)
2) как лучше записывать результаты К-У---пример:"результаты между тремя группами были достоверно различимы (Н=....;df=...; р=0,014)"--или только (р=0,014)-?
Как правильно записывать результат, должно быть изложено в стандартах по оформлению статистических расчетов
Цитата(doc2012)
3) иногда результаты К-У (сравнивая три группы) показывают уровень достоверности р=0,0000 (и всё--без какого-либо числа)----как данное трактовать и как записать в результат-пример:"различия были достоверны (р=0,0000)---корректна ли такая запись-? (или должно быть какое-то число, кроме 0
Скорее всего уровень значимости р<0,0001. Я бы так и записал в отчете.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #20777 · Ответов: 47 · Просмотров: 82395

DoctorStat
Отправлено: 10.11.2016 - 20:59


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(Kos @ 9.11.2016 - 22:41) *
Особенно интересуют методы без наличия предварительных данных (или данных других исследований).
Объем выборки можно оценить только зная величину эффекта. Допустим возраст увеличивает риск на 0.x % и минимальный размер выборки для обнаружения различий должен быть N. Теперь уменьшим риск в 10 раз: 0.0x %. Соответственно минимальный размер выборки должен быть увеличен в первом приближении также в 10 раз: 10*N.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #20424 · Ответов: 1 · Просмотров: 1170

DoctorStat
Отправлено: 12.09.2016 - 18:07


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(papai25 @ 10.09.2016 - 16:45) *
Конечно, группы однородные, операции выполнялись в двух группах
Я не очень разбираюсь в медицинских аспектах, но нить рассуждений может быть такой:
1. Группы однородные, значит отличий по какому-то одному или сразу нескольким параметрам (ЧCC1, АД1, ГормонG1, ГормонS1) быть не должно. Это нужно ПОКАЗАТЬ статистическими методами - скорее всего непараметрическими (вряд ли их распределение будет нормальным).
2. Если отличий по какому-то параметру на первом этапе нет, то можно идти дальше: например, посмотреть, как меняется этот параметр при переходе от одного этапа к другому.
3. Но все-таки, мне кажется, что нужно сравнивать "успешность" двух видов вмешательств, а не сопутствующие второстепенные показатели.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #20283 · Ответов: 12 · Просмотров: 4148

DoctorStat
Отправлено: 7.09.2016 - 21:47


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


papai25, как подбиралась контрольная группа и что для нее измерялось (контрольным людям не делали операцию) ?
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #20234 · Ответов: 12 · Просмотров: 4148

DoctorStat
Отправлено: 27.07.2016 - 10:26


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(nironir @ 26.07.2016 - 15:53) *
Но в инете я прочитал что он Равномерно наиболее мощный несмещенный критерий для проверки гипотезы о равенстве p двух биномиальных выборок (и в условном и в безусловном случае). Не могу понять, что это значит...
Это значит, что он наиболее мощный критерий (дает минимальную ошибку второго рода) при фиксированном уровне ошибки первого рода.

Цитата(nironir @ 26.07.2016 - 15:53) *
Я понимаю что говорю глупости но все же существует ли "золотой стандарт" проверки гипотезы равенства частот в таблице сопряженности?
Эти два понятия: "Равномерно наиболее мощный несмещенный критерий" и "золотой стандарт проверки гипотез" эквивалентны smile.gif
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19988 · Ответов: 10 · Просмотров: 3836

DoctorStat
Отправлено: 13.06.2016 - 10:00


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(kont @ 10.06.2016 - 21:37) *
Коллеги, а я ещё запутался в терминологии Среднеквадратичная ошибка среднего это показатель точности оценки среднего выборки или теоретическое стандартное отклонение всех средних выборки размера
просто, как сказано на портале Statsoft. Ну, например, пусть среднее М=45, RMSE=1,7 как это интерпретировать это Rmse?
Я не большой специалист в программе Statsoft, но википедия говорит, что root-mean-square error (RMSE) - это выборочная, а не теоретическая оценка дисперсии среднего. Стентон Гланц в книге "Мед-био статистика" в главе "Как описать данные" обозначает эту величину как: sx=s/sqrt(n)
Это значит, что среднее значение совокупности с вероятностью 95% заключено в интервале:
[ M - 2*sqrt(RMSE), M + 2*sqrt(RMSE) ]
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19846 · Ответов: 10 · Просмотров: 3605

DoctorStat
Отправлено: 8.06.2016 - 22:26


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(kont @ 8.06.2016 - 01:20) *
Подскажите, есть ли смысл в зависимой выборке? А почему нельзя обходится только форматом независимых выборок?
Как заметил р2004, зависимые выборки по сравнению с независимыми содержат дополнительную информацию об изменении показателя для каждого пациента. Эта дополнительная информация позволяет повысить мощность критерия, т.е. найти отличия там, где независимая выборка их не находит. См.Гланц "Мед.био статистика", глава 9 "Анализ повторных измерений"
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19837 · Ответов: 10 · Просмотров: 3605

DoctorStat
Отправлено: 10.05.2016 - 16:25


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Выше drgLena уже упоминала про запросы к базам данных. Эти запросы пишутся на языке SQL - structured query language - язык структурированных запросов. Он позволяет делать выборки из базы данных любой сложности. Можно выделить только первое посещение пациента, или только последнее, или взять все его посещения и усреднить их (по времени или как-то еще). SQL сделает выборку из базы и выдаст вам таблицу с уникальными (одна строка - один пациент) пациентами, которую затем можно обработать статистическими методами. Если ваша статистическая программа не поддерживает работу с SQL и базами данных, то таблицу придется вручную копировать в эту программу для дальнейшей обработки.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19707 · Ответов: 7 · Просмотров: 3098

DoctorStat
Отправлено: 8.04.2016 - 21:58


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(Jacksson @ 8.04.2016 - 15:06) *
Штудирую "Lecture notes on Compositional Data Analysis"
Можно провести аналогию с сравнением 2-х групп по качественным данным с помощью таблиц сопряженности. Анализ разбивается на два шага. Вначале один метод определяет, что различие по КАКИМ-ТО признакам есть, но не уточняет по каким именно. Если на первом шаге различие удалось обнаружить, то уже потом другим методом находятся КОНКРЕТНЫЕ признаки, по которым группы разнятся. В вашем случае исследование должно быть построено аналогично - два шага с последовательной детализацией различий.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19551 · Ответов: 13 · Просмотров: 3711

DoctorStat
Отправлено: 30.03.2016 - 20:39


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(anna78 @ 30.03.2016 - 19:19) *
А сам принцип - сравнивать попарно, имеет право на существование, это не неправильно? или нужно было изначально сравнивать всех сразу с помощью произвольной таблицы сопряжённости? и тогда, как я понимаю, можно поправку Бонферрони не использовать?
Абсолютно верно - сначала сравниваем все группы, поместив их в большую таблицу сопряженности, с помощью точных методов (например, точного критерия Фишера) без учета поправки Бонферрони. А уже потом, когда найдено значимое отличие в общей таблице, искать какие именно группы отличаются.
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19514 · Ответов: 9 · Просмотров: 3102

DoctorStat
Отправлено: 8.03.2016 - 10:40


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(nokh @ 7.03.2016 - 22:46) *
В благодарность - временная ссылка на учебники

Хьюбер "Робастность в статистике" скачать. Нажать правую кнопку мыши и выбрать пункт меню: "Сохранить как..."
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19429 · Ответов: 11 · Просмотров: 3412

DoctorStat
Отправлено: 6.03.2016 - 22:43


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(statistonline @ 6.03.2016 - 20:14) *
1. Вы немного запутались в матанализе. Производная от частного не равна частной от производных.
Вот еще одна попытка пробиться сквозь формулы и доказать, что существует нетривиальное решение.
Как и прежде используем комбинированный признак: z=a^2*x + b^2*y (квадраты коэффициентов для положительности)
статистику Стьюдента (для наглядности): t(a,b)=(<Z1>-<Z2>)/sqrt(s1+s2)
нормировку коэффициентов (без обоснования - нам так хочется!): a^2 + b^2=1
Теперь (новая идея, которой не было раньше!) вместо двух переменных a и b, у нас из-за наличия нормировки (связи) всего одна. Можно выбрать любую переменную a или b. Выберем произвольно в качестве единственной переменной - a. Вычислим по ней производную числителя (Ч) статистики t(a)=Ч/M :
d(Ч)/da=d(<Z1>)/da-d(<Z2>)/da=2a/n1*SUM(xi-yi)-2a/n2*SUM(xj-yj)
При приравнивании этой производной нулю, мы получаем тривиальное решение a=0, которое очень беспокоило наших участников. Но они забыли про знаменатель! В формуле статистики для t(a)=Ч/M есть знаменатель M. Производная от частного равна:
dt/da=d(Ч/M)/da=[d(Ч)/da*M-Ч*d(M)/da]/M^2=0
Таким образом, в числителе стоит разность двух выражений: d(Ч)/da*M-Ч*d(M)/da=0
Последнее уравнение должно иметь нетривиальное решение: a!=0. Ура - мы победили ! Где взять заслуженный приз? smile.gif
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19409 · Ответов: 37 · Просмотров: 9428

DoctorStat
Отправлено: 6.03.2016 - 19:11


Дух форума
*

Группа: Пользователи
Сообщений: 359
Регистрация: 18.08.2008
Из: Москва Златоглавая
Пользователь №: 5224


Цитата(Олег Кравец @ 6.03.2016 - 17:50) *
Я вообще-то имел в виду техническую тривиальность именно этого момента.
Спасибо за ваши вопросы - они двигают науку вперед! Вычисления частных производных - далеко не тривиальная задача. Я не сумел пробиться до конечных формул, но ради чистоты эксперимента приведу начальные выкладки.
Итак, пусть комбинированный признак имеет (несколько модифицированный) вид: z=a^2*x + b^2*y . Здесь коэффициенты a и b заменены своими квадратами (для положительности вкладов)
Статистика Стьюдента имеет вид: t(a,b)=(<Z1>-<Z2>)/sqrt(s1+s2)
, где <Z1>=1/n1(Z1+...+Zn1)=1/n1(a^2*SUM(xi)+b^2*SUM(yi)) - выборочное среднее для 1-ой группы
s1=1/sqrt(n1-1)*sqrt(SUM[(zi-<Z1>)^2]) - выборочное стандартное отклонение для первой группы
Возьмем производную числителя t(a,b) по переменной a:
d(<Z1>-<Z2>)/da=1/n1*(2a*SUM(xi))-1/n2*(2a*SUM(xj))
Возьмем производную стандартного отклонения для первой группы по переменной a:
d(s1)/da=1/sqrt(n1-1)*1/(2*sqrt(SUM[(zi-<Z1>)^2]))*sqrt(SUM[2*(zi-<Z1>)*2a(xi-SUM(xi)))
К сожалению, дальнейшие вычисления становятся все сложнее, а формулы все запутаннее. Главная идея (брать производные) остается прежней, но количество слагаемых увеличивается frown.gif
  Форум: Медицинская статистика · Просмотр сообщения: #19403 · Ответов: 37 · Просмотров: 9428

15 страниц V   1 2 3 > » 

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