Научная литература
booksshare.net -> Добавить материал -> Медицина -> Степанова Е.И. -> "Прогнозирование здоровья детей раннего возраста" -> 27

Прогнозирование здоровья детей раннего возраста - Степанова Е.И.

Степанова Е.И., Нарцисов Р.П., Кочегуров В.А., Константинова Л.И. Прогнозирование здоровья детей раннего возраста — Томск, 1987. — 160 c.
Скачать (прямая ссылка): prognozirovaniyazdorovyadetey1987.djvu
Предыдущая << 1 .. 21 22 23 24 25 26 < 27 > 28 29 30 31 32 33 .. 48 >> Следующая

1) ук - ехр (Ьик Ь1кл\ -----1~ Ьлих.и);
In ук - bu f b,Kxt ----i-ЬмкХм-, (29)
2) Ук ~'6"*ехр (b:i;x] -t----гЬмкХм):
In ук In bn.. hilixl -|-----г bMKx\i\ (оП)
3) ук 1 (1 exp (b,K l Z>u.,v, !- • • • f Ьмкхм);
(31)
lnf---1 j ' • ¦ biKXt ......
1 II '
V V*
4) VK = 1 (b,", b!KXj 4----v b.iu-хм);
(32)
- = bUK blKXt -)-----*¦ ЬмкХм.
89
Поскольку уравнение регрессии устанавливает зависимость между независимыми показателями и усредненными значениями зависимой переменной, то прогнозы не могут быть всегда безошибочными. Под ошибкой прогноза понимается апостериорная величина отклонения прогноза от действительного состояния ребенка. Ошибка прогноза зависит от принимаемых- на основании прогноза решений и их реализации.
Точность прогноза определяется по ошибке прогноза
- разности между прогнозируемым и фактическим значением показателя ук.
Наиболее простой мерой качества прогнозов при условии, что имеются данные об их реализации, может служить величина
где w - число прогнозов, подтвержденных фактическими данными; q- число прогнозов, не подтвержденных фактическим]! данными.
Когда все прогнозы подтверждаются, то q-О и т| === I, если же все прогнозы не подтвердились, то ю-и, следовательно, Т1 равны нулю.
За меру качества прогнозов можно также брать коэффициент расхождения В, предложенный Тейлом:
где ук, ук - предсказанное и фактическое зйачение для ук [Четыркин Е. М., 1977].
Для оценивания надежности прогноза (оценки вероятности осуществления прогноза для заданного доверительного интервала) могут быть использованы процедуры, предложенные И. В. Бестужевым-Ладой (1982).
Корреляционный и регрессионный анализ может быть реализован с помощью определенных процедур из пакетов прикладных программ, содержащих готовые программы, предназначенные для обработки данных методами математической статистики. Такие пакеты включены в
У1 = -
w q
(33)
В =
(34)
А
90
йатемятичеегпе обеспечение современных ЭВМ, та кил как ЕС-1030, F.C-1033'и др., и значительно облегчают груд исследователя. Манболес удобной из них является система статистического анализа S.4S, представляющая собой единую систему для обработки и статистического ййа'лнза дампы.';. Удобство эюи системы состоит в том, |го данные вгюлип я практически в любой форме чере-з робос устройство ввода. Язык 6V1S очень прост и иозво-р*ет легко -оперировать массивами. Вывод результатов вредставлястся в наглядной форме.
| Последовательный анализ Вальда получил широкое рименсние в биологии и медицине, т. к. удобен при ра-рте с качественными призиаками. В медицинской диаг-рстике он применяется для случая многомерных распределений независимых признаков и называется неоднородной "последовательной процедурой [Гублер Е. В., 978], в отличие от последовательной процедуры Вальда, югда анализируют два распределения одного признака.
Следует отмстить, что иод признаками понимаются Указатели, характеризующие состояние биологического >бъекта. В нашем случае такими признаками являются показатели х-" полученные при обследовании детей.
\ Неоднородная последовательная процедура нозво-Еяет с заданным риском по измеренным xi отнести об-гледуемого ребенка к классу, определяемому состоянием коровья ребенка уп. Признаки можно разделить на ростые и сложные. К простым- относятся признаки, ко-орые выражаются двумя символами: "да или 1" и "нет или О".
1' Для сложных признаков диапазон изменения признака разбивается па отдельные интервалы, считается, что |се значении признака, попадающие в один такой интервал, неразличимы между собой и равны какому-то кон-
!:ретному значению из интервалов, которые называются радациямн. Для количественного признака число гра-;ацин может быть подсчитано по формуле
OR = (35)
де дг",!и - минимальное значение показателях,; Н - ?наг, вычисляемый по формуле
I Н--~- (AV,ax-^m)/(l+3,3221gA/), (36)
^де Л' -число наблюдений; ?1Пах- максимальное значение показателя.
Неотородная последовательная процедура распознавания основана на применении последовательного критерия отношений вероятностей, который получается исходя in формулы Байеса.
Формула принятия решения при последовательной процедуре распознавания в случае независимых признаков Xi и равенства априорных вероятностей для состояний у}!, к - J, 2, имеет вид
а ^ /J (*, '>',) _ P(XJV,) _ _ Р(Х" V,) . 1 -- а Р[х\ У:-) /}(•'¦*-.*.Л'-) ~Р{хг/у.) " й
. (37)
где Р (х(1ук)-условная вероятность (частость) признаков при состояниях у, и г/г, которая, определяется по формуле
Р (XllyK) = N(x",yK)i'2lM(xIJ,yKy. (38)
j - I
<}
'2tM(xl/yK) - N(xh yK) ......ь M(xiqyK),
где q - общее число диапазонов; / - номер диапазона t-го признака; а - вероятность'ошибки первого рода; р- вероятность ошибки второго рода.
Накопление диагностической информации продолжается до тех пор, пока верно неравенство (37). Когда достигнут один из порогов, то принимают решение в пользу У\ или у2. При этом, если достигнут порог а/(1-р), то выносится решение "состояние у2", если достигнут порог (1- а) /р - "состояние г/i". Если не достигнут ни один из порогов, то делается заключение: "имеющейся информации недостаточно для принятия решения с намеченным уровнем надежности".
Предыдущая << 1 .. 21 22 23 24 25 26 < 27 > 28 29 30 31 32 33 .. 48 >> Следующая

Реклама

c1c0fc952cf0704ad12d6af2ad3bf47e03017fed

Есть, чем поделиться? Отправьте
материал
нам
Авторские права © 2009 BooksShare.
Все права защищены.
Rambler's Top100

c1c0fc952cf0704ad12d6af2ad3bf47e03017fed