Статистическая достоверность значимость

Кроме того, в медико-биологических исследованиях статистически достоверные результаты анализов не всегда правильно отражают решаемую задачу, и наоборот, статистически недостоверные данные могут иметь большую значимость [228]. [c.110]

Ожидаемые частоты генотипов можно подсчитать путем разложения квадрата суммы ip + q + г) , ожидаемые численности генотипических классов получают умножением общего числа особей в выборке (50) на ожидаемые частоты. Все это проделано в табл. П.5. Из исходных данных определяют три независимые величины частоты р, д (г не является независимой величиной, а рассчитывается просто как разность г=1 — р — д)и общее число особей. Поскольку имеется шесть классов, число степеней свободы равно 6 — 3 независимых значения = 3. Величина составляет 8,67, что статистически достоверно для 5%-ного уровня значимости и трех степеней свободы. В нижней части табл. П.5 два класса с минимальными ожидаемыми значениями объединены. Теперь мы имеем пять классов и, следовательно, 5 — 3 = 2 степени свободы. Новое значение равно 1,81, что означает отсутствие статистической достоверности на 5%-ном уровне значимости. [c.267]

Коэффициент /, определяющий статистическую достоверность (уровень значимости), по данным различных авторов, имеет различные значения. Это связано прежде всего с тем, что отношение высоты пика к его ширине не может меняться в широких границах. При малом времени удерживания (узкий пик) пик с высотой За можно сразу идентифицировать, что значительно сложнее сделать для широкого пика. При этом в последнем случае становится невозможной его количественная оценка. Обычно / принимают равным 3—4. Тогда для предела обнаружения концентрационного детектора (измеряемого в мг/мл) по отношению к компоненту I справедливо соотношение [c.376]

Для осуществления проверки выдвигается статистическая гипотеза о генеральных совокупностях, из которых извлекаются результаты измерений. По проверяемым выборкам результатов вычисляют определенное критическое значение некоторой случайной величины Д и находят область Л (при условии, что соответствующее проверяемое распределение выполняется), внутри которой надо ожидать Д с заданной вероятностью Р. Если же критическое значение А лежит вне области Л, то исходная гипотеза отбрасывается. Различие между гипотетическими и наблюдаемыми величинами называется значимым или статистически достоверным. Однако зто различие не может служить достаточно надежной мерой оценки различия в самих генеральных совокупностях, к которым отнесены результаты измерений. Из статистически достоверной разности, например, двух средних XI — Х2 = Ахи еще не следует, что соответствующие совокупности отличаются именно на величину Ах 12. Поэтому ни в коем случае нельзя делать вывод о некотором конкретном числовом различии, опираясь на результаты проверки. Если критическое значение Д находится внутри области Л, то проверяемая гипотеза принимается. Однако из этого не следует еще, что она совершенно верна. Можно только сказать, что результаты измерений ей не противоречат. Поэтому такое различие в результатах называют недостоверным или незначимым. Из утверждения, что разность некоторых величин статистически незначима, еще не следует их равенство. Вопрос о том, можно ли рассматривать такую незначимую разность одновременно и как чисто случайную , нужно решать пр полном понимании статистических методов проверки гипотез (см. [1, 2, 7]) [c.114]

Стандартную ошибку разности Sd вычисляют по формуле (4,2) стр. 968. Нормированное отклонение t находят по табл. II из той же статьи Статистический анализ результатов биологических испытаний при уровне значимости 5%, что соответствует уровню достоверности 95%. Значение величины t зависит от так называемого числа степеней свободы (/), которое равно общему числу опытов, использованных для вычисления /с и Ун, уменьшенному на 2. [c.922]

Токсичность технического препарата атразина почти в 1,5 раза превосходит токсичность чистого. Значимость этой разности статистически достоверна. [c.243]

В 1963 г. Уоллес подвел итоги очень большой серии экспериментов, включавших анализ 8189 культур и 2,5 млн. мух. Результатом этих экспериментов было небольшое (0,9%) статистически не значимое повышение жизнеспособности частично гетерозиготных особей по сравнению с необлученным контролем. Ясно, что первоначальное сообщение о 2%-ном преимуществе было сильно завышено и в настоящее время вызывает сомнение. Отсутствие какого-либо статистически достоверного подавления жизнеспособности у частично гетерозиготных особей имело бы такое же значение, как действительно положительный результат, если бы нам было известно, что число мутаций, индуцированных в экспериментах Уоллеса, было статистически значимым, но мы этого не знаем. [c.95]

Для количественного сравнения правильности различных методов и для оценки достоверности найденного значения / -критерия данного метода необходимо определение его статистической значимости. [c.107]

В тех случаях, когда найденное значение / меньше значения 1, определенного с помощью таблиц при избранном уровне значимости, можно сделать вывод, что наблюдаемое различие между сравниваемыми величинами не выходит за пределы ошибки опыта и не является статистически достоверным. Наоборот, если величина I, вычисленная на основании экспериментальных данных, равна или больше значения, приведенного в таблице, то это дает основание считать, что различия между сравниваемыми величинами достоверны. [c.200]

Достоверность и значимость статистической информации об отказах и неисправностях любого технического объекта, в том числе колонного оборудования, во-многом определяется принципами классификации причин, вызывающих нарушение нормального функционирования объекта. К сожалению, к настоящему моменту нет общепризнанных и общепринятых критериев, которые могут быть положены в основу такой классификации. Это часто приводит к произвольному и неоправданному объединению в одну группу показателей, характеризующих различные механизмы отказов Пример неудачной, на наш взгляд, классификации причин отказов колонного и реакторного оборудования показан на рис. 1.1 [c.6]

Стандартную ошибку разности за вычисляют по формуле 1.4.4 (ГФ XI, вып. 1, с. 212). Критическое значение 1 (Р, Г) находят по таблице значений 1 (Р, ) из той же статьи Статистическая обработка результатов химического эксперимента и биологических испытаний (с. 249) при уровне значимости 5 %, что соответствует уровню достоверности 95 %. Значение величины / (Р, /) зависит от так называемого числа степеней свободы (1), которое равно общему числу опытов, использованных для вычисления Ус и У , уменьшенному на 2. [c.171]

Об этом важно упомянуть потому, что определение обставляется обычно громоздкой статистической процедурой, призванной создать впечатление достоверности данных показателей. В частности, при формировании экспертных групп на предмет получения экспертной оценки коэффициентов значимости В, число экспертов ставится в зависимость от допустимой относительной погрешности экспертной оценки е и ее коэффициента вариаций V [c.404]

Г <2,0), следовательно, исходная гипотеза прин мается. Это значит, что статистически значимых различий между значениями X и в данном случае нет, т.е. с достоверностью не менее 0,95 можно утверждать, что изменение среднего содержания кислорода в 6 пробах можно объяснить чисто случайными причинами, а не изменением технологического процесса. [c.119]

Переходя к анализу уравнений 20—22, полученных для диме-тилфосфатов (таблица 5), можно отметить, что простое уравнение 20 объясняет 36%-ов изменений в данных (г2 0,36). Введение я-члена в уравнение 22, как показал анализ на критерий Фишера, статистически значимо при 95% уровне достоверности (Р расчетный равен 30,034 Р табличный равен 18,513) и позволяет объяснить около 98% изменений в наблюдаемой активности. [c.166]

Комбинируя суммы (I и л, мы находим уравнения 28, 31 и 34, которые объясняют 95%, 99% и 98% (соответственно) изменений в наблюдаемой активности. Хотя для уравнения 31 такое усложнение зависимости структура—активность дает не очень большое уточнение, тем не менее оно статистически значимо даже при 97,5%-ном уровне достоверности (расчетный Р равен 12, 308 табличный Р равен 10,007). [c.169]

Первый этап характеризуется, в основном, передачей функций расчетов, выполняемых традиционными методами в существующей системе обработки результатов экспертизы, от человека вычислительной машине. Решение этой задачи повысит достоверность и точность обработки результатов экспертных процедур путем более полной интерпретации этих результатов и извлечения информации их них и, как следствие этого, приведет к совершенствованию анализа экспертизы, который заключается в статистической обработке информации, получаемой от экспертов. При этом определяется коллективное мнение экспертов, степень согласованности их ответов, однородность групп экспертов, рассчитываются различные коэффициенты и оценки их значимости и т. д. Для этих целей применяются в основном те же математико-статистические методы, что и при обработке данных, получаемых в экспериментах, а также некоторые специфические приемы обработки, свойственные экспертным оценкам. Вопросы статистической обработки экспертных мнений в достаточной степени освещены в литературе, например в [3, 4, 5]. [c.189]

Из табл. УП1.4 видно, что применение АКФ с линейной функцией фона оказалось достаточным для получения наиболее достоверных результатов, хорошо совпадающих с хроматографическими данными повышение степени аппроксимирующего полинома не внесло в него статистически значимого изменения. [c.289]

Полученные данные подвергались статистической обработке. Достоверность разницы между вариантами определяли, вычисляя критерий Стьюдента (/) при 95% уровне значимости. Разница была значимой при величине больше 2,23 [3]. [c.202]

Второй вопрос, который нам нужно рассмотреть, — это вопрос о том, как измерить степень связи. Заметим, что степень связи вовсе не то же самое, что достоверность связи. Можно наблюдать высокую степень связи, которая не будет статистически значимой (Р>0,05), и наоборот, низкую, но статистически значимую степень связи (Р<0,05). В случае четырехпольных таблиц связь выражается обычно коэффициентом корреляции [c.460]

Уменьшение активности ферментной системы. При оценке значимости угнетения ферментной активности под влиянием химического вещества необходимо учитывать, что обнаруженное угнетение еще не свидетельствует с полной определенностью о нарушении процесса, контролируемого данным ферментом. Снижение активности фермента может объясняться некоторым уменьшением числа его резервных молекул. Для доказательства значимости наблюдаемого уменьшения ферментной активности и его влияния на определенном участке обмена веществ целессобразно параллельнсе определение содержания субстрата в организме. Если снижение активности фермента сопровождается нарастанием концентрации субстрата, то пренебречь указанным нарушением нельзя. Любое статистически достоверное увеличение концентрации субстрата в органе одновременно с уменьшением активности соответствующего фермента свидетельствует о глубоком нарушении гомеостаза. [c.239]

Для проведения конкретных расчетов необходимо иметь значения X — инкрементов групп. При расчете теплоты образования (точнее, энергии связей) молекул существует возможность связать значения X с кванювохимическими интегралами [5], в случае расчета теплоты испарения подобный прием не всегда возможен. Практически же в обоих случаях необходимые значения Xf получают из экспериментальных данных. Ввиду того что все X входят в приведенное выше уравнение линейно, оказывается возможным применить к решению задачи метод наименьших квадратов (МНК) для системы аналогичных линейных уравнений, записанных для m веществ (т > ti) [6]. Этот метод позволяет получить статистически достоверную информацию о параметрах, их надежности, точности, значимости и т. д. [c.187]

У сорта ППГ 186 статистически достоверный положительный эффект получен при воздействии ЭИ в дозе 0,007%. В ыжи-ваемость проростков в этом варианте существенно превышала контроль и другие варианты опыта. Большинство мутагенов вызвали статистически значимое сппжение морозостойкости проростков ППГ 186 (см. рисунок Л). В варианте с ДМС (0,006%), несмотря на достоверное снижение среднего значения выживаемости растений, размах изменчивости в опытных сериях был шире, и некоторые семьи по морозостойкости превышали лучшие семьи контроля (см. таблицу). [c.179]

Это позволяет сформулировать еще одно правило (аналогичное приведенному выше) для определения числа степеней свободы число степеней свободы равно разности между числом классов и числом независимых величин, полученных на основе данных, использованных для расчета ожидаемых значений. В рассматриваемом выше случае менделевского расщепления общее число растений было единственным значением, полученным из исходных данных. Зная это значение и законы Менделя, мы можем рассчитать ожидаемое число растений каждого фенотипического класса. В случае проверки равновесия Харди—Вайнберга мы на основе исходных данных рассчитаем два значения общее число людей в выборке и частоте аллеля р. Згшетим, что величина равная 5,26, статистически достоверна при 5%-ном уровне значимости и одной степени свободы, но статистически не достоверна для двух степеней свободы. Если бы мы ошибочно предположили, что существуют две степени свободы, то не отвергли бы гипотезу о соответствии частот указанных трех генотипов равновесию Харди—Вайнберга. [c.265]

Из рисунка видно, что бромантан вызывает повышение высвобождения дофамина в дорсальном стриатуме, начинающееся через час и достигающее максимума через 2 часа после введения препарата (55,3 % по отношению к исходному) Экстраютёточное содержание ДОФУК и ГВК значимо не изменялось по отношению к контролю в течение 3 часов после введения бромантана, после чего статистически достоверно уменьшалось, достигая уровня 68-60 % от исходного соответственно. [c.266]

В приложении 1 приведена таблица Фишера и Йетса для уровней значимости опыта (р) 0,05 и 0,01. Из таблицы находим, что t при уровне значимости опыта 0,05 и степени свободы 26 равно 2,056. Вычисленное значение t на основании результатов эксперимента равно 2,3. Следовательно, различия между величинами ТЦДбо, полученными при титровании вируса в разных перевиваемых клетках, являются статистически достоверными. Это дает нам право сделать вывод, что культура клеток СОЦ менее чувствительна к вирусу полиомиелита по сравнению с клетками Нер-2. [c.201]

Достоверность и значимость статистической информации об отказах и неисправностях любого технического объекта, в том числе и рассматриваемого типа, во-многом определяется принципами классификации причин, вызьгеаюших нарушение нормального функционирования объекта К сожалешоо, к настоящему моменту нет общепризнанных и общепринятых критериев, которые могут бьпь положены в основу такой клас- [c.11]

По результатам опроса экспертов рассчитываются также коэффициент конкордации и дисперсия экспертных оценок и т. п. Но, несмотря на весь этот набор статистик, заданные значения е, V, а неправомерно интерпретировать как показатели точности и достоверности коэффициентов значимости единичных показателей качества (В ). Статистический смысл Е, V, а только в том, что они устанавливают допустимые количественные соотношения между выборочной средней экспертной оценкой и генеральной средней, характерной для генеральной совокупности экспертов (т. е. для бесконечного их числа). К точности же самих коэффициентов значимости Л, названные статистические характеристики не имеют отношения и не могут их обеспечить, как бы не ужесточались значения е и а. Они определяют лишь с вероятностью а меру расхождения е выборочной средней экспертной оценки 5, и генеральной средней. Но дело в том, что при подобном подходе нет объективных оснований истинности самой генеральной средней. Проблема оценки погрешности генеральной средней экспертной оценки уровней значимости В, относительно их истинных величин лежит в иной плоскости. Она заключается в установлении меры соответствия действительной доли изменения полезности единицы продукции при изменении ее /-ГО свойства величине В,, определенной экспертами. Поскольку эти соотношения очень сложны, то интуитивные оценки самых добросовестных и квалифицированных экспертов не в состоянии конкурировать с точностью инженерного расчета. Здесь нравомерно провести следующую параллель. Допустим, требуется определить мопшость двигателя внутреннего сгорания. Известно, что она зависит от числа цилиндров, [c.404]

Цитированные работы Чартона можно оценивать по-разному. С одной стороны, не может не импонировать попытка охватить в рамках единой схемы все данные об эффектах орто-заместителей. Однако, с другой стороны, могут быть выдвинуты возражения как против наибольшей обоснованности именно использованных шкал Ст/ и особенно 0н, так и тех критериев, на основании которых делались заключения о применимости уравнения (IX. 4). По-видимому, одного лишь факта статистической значимости на более чем 90%-ном уровне достоверности недостаточно для того, чтобы судить [c.304]

При обработке НАМ в нейтральной среде статистически значимое увеличение генетического эффекта при использовапии растворителей наблюдали также далеко не во всех случаях (в 15 вариантах из 58) [5]. Однако нри сравнении различных pH на генетическую активность НАМ можно заметить ряд отличий. Во-первых, при pH 7,0 наиболее часто превышение мутагенной активности НАМ в сравнении с обработкой в буфере отмечали при использовании в качестве растворителей ДО и ДМФА. В данном исследовании при обработке НАМ в кислой среде статически значимое увеличение генетического эффекта наблюдали также в присутствии ДО. По сравнению с нейтральной средой нри pH 5,7 СЭ более часто усиливал мутагенную активность НАМ, хотя различия только приближались к достоверным. Во-первых, при pH 7,0 и применении растворителей спектры изменчивости были значительно шире (до 11 типов мутантов), чем при pH 5,7 (не более 7 типов), что, по-видимому, связано не только с разными внешними условиями, дифференцирующ,ими потенциальные изменения, индуцированные мутагенами, но и с более высокой аберрационной способностью НАМ при pH 5,7 [2], приводящей к гибели некоторых типов мутантов. [c.69]

При использовании результатов ПКСА возникает задача оценки их достоверности. Известно, что традиционные способы ПКСА оперируют меньшими аналитическими навеска ш, чем масса представительной навески, при которой погрешность из-за неоднородности статистически значима но сравнению с воспроизводимостью анализа. В случае использования непредставительных навесок возможно влияние неоднородности распределения анализируемых элементов в образце на точность их определения методом ПКСА. [c.152]

Проверяя свои интуитивные выводы путем определения статистически значимой достоверности различия (или сходства) двух сравниваемых групп, исследователь должен отдавать себе отчет в том, что, получив Р=0,1, он не опроверг свой вывод, а лишь доказал его с вероятностью 90%. В некоторых случаях его вполне мoжJT удовлетворить даже меньшая достоверность. Например, при изучении интенсивности сенсибилизации в зависимости от дозы аллергена может быть найдено, что при 10 мкг явления сенсибилизации достоверны тоглко на 60%, цри введении 20 мкг — на 90%, а при 40 мкг —на 99%. Из этого можно сделать лишь один вывод данный аллерген в дозе 10 мкг сенсибилизирует только наиболее чувствительных особей, а при увеличении сенсибилизирующей дозы до 20—40 мкг различия в индивидуальной чувствительности практически не играют роли. Вывод же о том, что при 10 мкг вещество потеряло свои аллер- [c.258]

Результаты расчетов показали, что отмеченное отличие распределений клеток по содержанию в них хромосом в условиях непрерывного и периодического способов культивирования статистически значимо для уровня достоверности 99%. Аналогичные результаты получены и при выращивании клеток ВНК-21 в аппарате Нью-Брансвик (рис. 2.52). [c.185]

Достоверность вычисленных корреляционных параметров для всех уравнений проверялась при помощи t-теста Стьюдента При значительном числе статистических степеней свободы (в особенйости для уравнения 3) все параметры значимы с вероят- [c.227]

Статистическая обработка данных осуществлялась на ЭВМ "Наири-2" с использованием црохфамш мультирегрессионного анализа с автоматическим отбором значимых шкал аргументов и исключением по Стьюденту значимо отклоняющихся точек (на уровне достоверности 0,95). [c.294]

Учитывая сложность экспериментального определения констант скорости реакции типа (I) и вытекающие из этого значительные погрешности, в качестве альтернативного подхода представляется статистическая обработка по возмо)гности более широкой совокупности данных в рамках некоторых разумных гипотез об эффектах строения, влияющих на величины а и Е, осуществляя во всех случаях исключение значимо отклоняющихся точек. Для получения достаточно достоверных результатов необходимо иметь параллельные независимые данные, а среди них должны иметься и достаточно точные данные. [c.152]

В первой серии (т.е. при наличии экрана) в солнечную погоду направления, предпочитаемые контрольными и опытными мышами, имели неслучайную компоненту, направленную на цель при этом средние углы различались на 118°, и эта разница была статистически значимой (критерий Уотсона, Uf,, = 0,296, Р<0,001). В облачную погоду неслучайная компонента в ожидаемом направлении имелась только у контрольной группы, при этом разницы между обеими группами не обнаружено (критерий Уотсона, U = 0,066, Р>0,05), правда, величина выборки в этом случае была невелика. На основании этих данных можно думать, что имеет значение доступность небесного компаса в месте испытания тем не менее сравнение ориентации контрольной группы животных в облачную и солнечную погоду не выявило достоверной разницы (критерий Уотсона, Ufgj =0,064, Р>0,05) сходный результат получен и в экспериментальной группе (критерий Уотсона, и 0,6 = 0.055, Р>0,05). [c.319]

Справочник химика 21

Химия и химическая технология