Цитогенетический мониторинг. Калаев В.Н - 15 стр.

UptoLike

ВУЗ: 

ВГУ | Воронеж

Составители: 

Рубрика: 

15
- для вычисления стандартного отклонения (S
x
), равного квадратно-
му корню из дисперсии:
1
)(
1
2
−
−
=
∑
=
n
xxf
s
n
i
ii
x
;
[10]
- для вычисления ошибки среднего арифметического:
n
s
s
x
=
x
.
[11]
5. Сравнить две выборки по показателям митотического индекса (MI,
MI
б/П,
, MI
П
, MI
М
, MI
А
, MI
Т
) с использованием t- критерия Стьюдента и F –
критерия Фишера .
При сравнении двух независимых выборок, взятых из нормально
распределяющихся совокупностей, необходимо проверить нулевую гипо-
тезу H
0
, которая сводится к предположению: данные выборки по указан-
ному критерию не различаются.
Если для сравнения двух выборок используют t-критерий Стью -
дента, то для проверки нулевой гипотезы необходимо вычислить фактиче-
ский t-критерий Стьюдента (t
ф
), а затем сравнить это значение с таблич-
ным (критическая точка t
st
) (табл. I Приложений). Если t
ф
≥t
st
, то нулевая
гипотеза отвергается, т.е. выборки по указанному критерию различаются.
Фактический t-критерий Стьюдента вычисляют по следующим фор-
мулам:
1) если дисперсии двух сравниваемых выборок равны:
d
ф
s
xx
t
21
−
=
,
[12]
где
x
1
,
x
2
– средние арифметические значения признака вы-
борок 1 и 2,
s
d
– ошибка разности средних, определяемая по следую-
щим формулам:
а ) для равночисленных выборок, т .е. при n
1
= n
2
:
)1(
)()(
)1(
)(
)1(
)(
2
2
2
1
2
2
2
12
2
2
1
−
−+−
=
−
−
+
−
−
=+=
∑∑∑∑
nn
xxxx
nn
xx
nn
xx
sss
iiii
d
;
[13
]
б) для не равночисленных выборок, т.е. при n
1
= n
2
:
+
−+
−+−
=
+
−+
−+−
=
∑∑
1
1
21
2
2
2
1
21
21
21
2
22
2
11
2
)()(
2
)1()1(
n
n
nn
xxxx
nn
nn
nn
snsn
s
ii
d
.
[14
]
При этом число степеней свободы (k):
2)1()1(
2121
−
+
=
−
+
−
=
nnnnk
[15] 
                                   15
      - для вычисления стандартного отклонения (S x ), равного квадратно-
му корню из дисперсии:
                                         n
                                        ∑ f i ( xi −x )2                                     [10]
                                        i =1
                            sx =                              ;
                                               n −1

       - для вычисления ошибки среднего арифметического:
                                 s
                            sx = x .                                                         [11]
                                   n


       5. Сравнить две выборки по показателям митотического индекса (MI,
MIб/П,, MIП , MI М , MIА , MIТ ) с использованием t- критерия Стьюдента и F –
критерия Фишера.
       При сравнении двух независимых выборок, взятых из нормально
распределяющихся совокупностей, необходимо проверить нулевую гипо-
тезу H0 , которая сводится к предположению: данные выборки по указан-
ному критерию не различаются.
       Если для сравнения двух выборок используют t-критерий Стью-
дента, то для проверки нулевой гипотезы необходимо вычислить фактиче-
ский t-критерий Стьюдента (tф), а затем сравнить это значение с таблич-
ным (критическая точка t st) (табл. I Приложений). Если tф≥t st, то нулевая
гипотеза отвергается, т.е. выборки по указанному критерию различаются.
       Фактический t-критерий Стьюдента вычисляют по следующим фор-
мулам:
       1) если дисперсии двух сравниваемых выборок равны:
                                     x −x                               [12]
                                 tф = 1 2 ,
                                       sd
                где x 1, x 2 – средние арифметические значения признака вы-
борок 1 и 2,
                     s d – ошибка разности средних, определяемая по следую-
щим формулам:
                а) для равночисленных выборок, т.е. при n 1=n 2 :
                      ∑ ( xi −x1)         ∑ ( xi −x2 )            ∑ ( xi −x1 )   +∑ ( xi −x 2 )
                                    2                     2                      2           2
        2     2
sd = s1 +s2 =                           +                     =                                 [13
                        n( n −1)               n( n −1)                      n( n −1)            ]
;
                  б) для не равночисленных выборок, т.е. при n 1=n2 :
                                                          ∑ ( xi −x1 )  +∑ ( xi −x 2 ) � n1 +
                  2            2                                         2             2
     ( n −1) s1 +( n2 −1) s2 � n1 +n2 �
 sd = 1                       �          � =                                            �     [14
           n1 +n2 −2            � n1n2 �                            n1 +n2 −2             � n1 ]
.

      При этом число степеней свободы (k):
                 k =(n1 −1) +(n2 −1) =n1 +n 2 −2                                             [15]

Страницы