ЛИСТ ДО РЕДАКТОРА

Коментар Dominguez-Lara SA у: Надмірна вага та ожиріння у школярів та підлітків у міській зоні міста Ріобамба, Еквадор

У творчості Рамоса-Паділли та Колса. 1 повідомляється про різницю між надлишковою вагою, вираженою у відсотках (пропорціях), між різними групами (наприклад, школярами та підлітками), і з проведеного статистичного аналізу вони роблять висновок, що між порівняними групами існують значні відмінності. Незважаючи на актуальність цих результатів в еквадорському контексті, результати базуються на тесті нульової гіпотези (NHST), тобто на збереженні або відхиленні нульової гіпотези (H0: немає статистично значущої різниці), беручи за посилання значення р відповідного статистичного тесту, тобто якщо значення р менше, ніж 0,05 (або вибране α), H0 відхиляється.

Деякі автори застосовують цю процедуру під сумнівом при аналізі даних у науках про здоров'я, оскільки є методологічні докази, що логіка та результати, отримані в результаті цього аналізу, можуть бути недостатніми 2-4, оскільки ці тести чутливі до зразка розмір груп, тобто вони, як правило, зберігають H0, коли обсяг вибірки невеликий, і відхиляють H0, коли він великий.

Оцінка величини ефекту (ME) та використання довірчих інтервалів (CI) для даної статистики в даний час пропонуються як аналітичні процедури, що доповнюють класичний тест H0, і які можуть надати додаткові критерії для інтерпретації результатів. У контексті порівняння пропорцій МЕ посилається на спосіб кількісного визначення величини цієї різниці, що дозволяє говорити про практичну важливість виявленої різниці 2,3. Для випадку, що стосується цього листа, різниці пропорцій, відповідною статистикою для розрахунку МЕ є h 5 Коена. Його математичний вираз такий:

h = Ф1 - Фдва
Ф = 2арксин √р

Де Ф - це перетворення арксинуса для пропорції (p), що підлягає порівнянню. Оцінка цієї статистики залежить від її величини і вважається, 20;, п’ятдесят; y, 80 як Я малі, середні та великі 4, хоча оцінка буде залежати від контексту, в якому вона використовується, і не повинна розглядатися як жорсткі критерії. Зазвичай, коли h приймає значення, близькі до нуля, це трактується як тривіальні відмінності або без практичного значення, яке слід інтерпретувати суттєво, тобто спостерігається різниця між пропорціями недостатньо велика, щоб зробити висновок про існування відмінностей.

З іншого боку, КІ для різниці пропорцій ( IC стор1 - стор2) посилаються на діапазон значень, прийнятих параметром (P1 - P2) при певному рівні довіри (зазвичай 95%), наприклад, якщо ДІ включає нуль, це є показником того, що різниця між пропорціями не є статистично значущою 6, тобто, що пропорції статистично подібні. Для розрахунку таких різниць рекомендується метод Оцінка 7 .

Результати, засновані на запропонованих методах (табл. 1), вказують на те, що жодна з відмінностей між пропорціями не є статистично значущою (ДІ, що містить нуль), що також представляє тривіальні МЕ. Це свідчить про те, що вага статистично схожий незалежно від віку, статі та типу закладу, який відвідує людина. Ці висновки відрізняються від висновків, висловлених Рамосом-Паділлою та Колсом. Оскільки результати, засновані повністю на NHST, були орієнтовані на відмову від H0 з урахуванням обсягу використовуваної вибірки, але без урахування близькості величин пропорцій на практиці.

щодо

Методи, викладені в цьому листі, можуть бути корисними для дослідника охорони здоров’я, оскільки з огляду на обмеження NHST, необхідно проводити альтернативні аналізи, які мають більш реалістичні припущення і які можуть застосовуватися до різних обставин. Слід зазначити, що існують заходи ME та CI для широкого спектру статистичних аналізів 2,5,8, до яких зацікавлений дослідник міг отримати доступ.

Конфлікт інтересів

Автор висловлює думку, що при написанні рукопису не виникає конфлікту інтересів.

Серхіо Алексіс Домінгуес-Лара
Науково-дослідний інститут психології Університету Сан-Мартін-де-Поррес, Перу.
[email protected]

Список літератури

1. Рамос-Паділла П.Д., Карпіо-Аріас Т.В., Дельгадо-Лопес В.К., Віллавісенсіо-Барріга В.Д. Надмірна вага та ожиріння у школярів та підлітків у міській зоні міста Ріобамба, Еквадор. Rev Esp Nutr Hum Diet. 2015 рік; 19 (1): 21-7. [Посилання]

2. Фріц КО, Морріс ПЕ, Ріхлер Дж. Оцінка розміру ефекту: поточне використання, розрахунки та інтерпретація. J Exp Psychol Gen. 2012; 141 (1): 2-18. [Посилання]

3. Фергюсон CJ. Праймер розміру ефекту: Посібник для клініцистів та дослідників. Професор Психол Рез Практ. 2009; 40 (5): 532-8. [Посилання]

4. Коен Дж. Енергетичний праймер. Психол Бик. 1992; 112 (1): 155-9. [Посилання]

5. Коен Дж. Статистичний аналіз сили поведінкових наук. 2-е вид. Нью-Джерсі: Lawrence Erlbaum Associates; 1988. [Посилання]

6. Ньюкомб Р.Г., Меріно С. Довірчі інтервали для оцінки пропорцій та різниці між ними. Міждисциплінарний. 2006; 23 (2): 141-54. [Посилання]

7. Ньюкомб Р.Г. Інтервальна оцінка різниці між незалежними пропорціями: порівняння одинадцяти методів. StatMed. 1998 30 квітня; 17 (8): 873-90. [Посилання]

8. Grissom RJ, Kim JJ. Розміри ефекту для досліджень: широкий практичний підхід. Нью-Джерсі: Lawrence Erlbaum Associates; 2005. [Посилання]

Отримано: 10 лютого 2016 р .;
Прийнято: 18 липня 2016 р.

В Весь вміст цього журналу, крім випадків, коли він ідентифікований, перебуває під ліцензією Creative Commons