Расчет по способу средней взвешенной

М =S V p

n

Рост, см V p V p
178 х 3 = 534
Всего S p = n = 67 S V p = …

Оценивая полученные результаты (М), делаем соответствующие выводы.

Средний рост девушек 17-летнего возраста в районе города А. cоставляет 165,36 см, s = ± 5,07 см.

Сравниваем полученные данные с результатами измерения среднего роста 17-летних девушек в районе В.

М1 = 165,36 см, s 1 = ± 5,07 см

М2 = 165,4 см, s 2 = ± 10,2 см , что свидетельствует о большей вариабельности изучаемого признака в районе В.

Оценка достоверности средних величин проводится по ошибке (m)

m=s

√¯n

· тестовые задания для самоконтроля подготовки к занятию;

1. Основное достоинство средних величин:

а) объективность;

б) типичность;

в) абстрактность;

г) конкретность;

д) все перечисленное верно.

2. Врач использует в своей работе следующие статистические методы и приемы:

а) графический;

б) социологический;

в) расчет интенсивных величин;

г) анализ средних величин;

д) все перечисленное верно.

3.. Для оценки обеспечения населения врачами используются:

а) показатель интенсивности;

б) показатель экстенсивности;

в) показатель соотношения;

г) средняя арифметическая величина;

д) любой относительный показатель.

4. Из приведенных ниже формул для вычисления простой средней арифметической величины применяется:

а) М = М1 + А

б) М = Σ V p

n

в) М = Σ V

n

5. Из приведенных ниже формул для определения достоверности средней величины при большом числе наблюдений используются:

а) m = ±σ

√n-1

б) m = ±σ

√n

в) m = ± √ p q

n

г) m = ± √ p q

n-1

ЭТАЛОНЫ ОТВЕТОВ

Б

Д

В.

В.

Б.

· рекомендованная литература: обязательная, дополнительная, блок информации, разработанный на кафедре:

ОСНОВНАЯ

1. Медик В.А., Лисицин В.И., Токмачев М.С. Общественное здоровье и здравоохранение: руководство к практическим занятиям: учеб. пособие / В.А. Медик, В.И.Лисицин, Токмачев М.С. - М.: ГОЭТАР - Медиа, 2012. -400 с.

2. Общественное здоровье и здравоохранение, экономика здравоохранения: учебник: в 2 томах / Под ред. Кучеренко В.З. - М.: ГОЭТАР - Медиа 2013. – Т.1._ 688 с.

3. Лисицын Ю.П., Улумбекова Г.Э. Общественное здоровье и здравоохранение: учебник / Лисицын Ю.П., Улумбекова Г.Э. – 3-е изд., М.: ГОЭТАР – Медиа, 2011. – 544 с.

ДОПОЛНИТЕЛЬНАЯ:

Учебно-методическое пособие к практическим занятиям по курсу дисциплины общественное здоровье и здравоохранение Березинская З.П., Окунева Г.Ю., Говязина Т.Н. и др.– 2004, Пермь.

· блок информации, разработанный на кафедре:

  1. Определение вариационного ряда. Вариационный ряд – это ряд чисел (вариант), характеризующих изучаемый признак, расположенных в ранговом порядке (в убывающей или возрастающей последовательности) с соответствующими этим вариантам (V) частотами (Р). V – варианта, каждое числовое значение изучаемого количественного признака. Р – численность отдельной варианты в изучаемой совокупности, величина, указывающая сколько раз встречается данная варианта в вариационном ряду. N – общее число наблюдений, из которых состоит вариационный ряд.

Вариационный ряд применяется для определения среднего уровня признака (средних величин) и уровней разнообразия признака (критериев разнообразия).

  1. Построение вариационного ряда: а) Провести ранжирование вариант ряда,

т.е. расположить их в убывающей или возрастающей последовательности.

б) Составить вариационный ряд (ряд) вариант с соответствующими им

частотами. в) Подсчитать число наблюдений (∑ p = n)

  1. Виды вариационных рядов 1) Простой – каждой варианте (V) соответствует частота р = 1. 2) Взвешенный – варианты в ряду встречаются с разной частотой (p > 1).
  2. Преобразование вариационных рядов (группировка). Группировка – это способ укорочения вариационного ряда в целях уменьшения последующих счетных операций.
  3. Этапы построения сгруппированного вариационного ряда (см. учебник).
  4. Применение средних величин:

· Для оценки состояния здоровья: показатели физического развития, например: средний вес, средний рост и т.д.; показатели соматического состояния, например: уровень давления, средний уровень холестерина и т.д.

· Для оценки организации медицинской помощи: показатели деятельности каждого врача в отдельности и лечебно-профилактического учреждения в целом, например: среднее число посещений в день к врачу, средняя длительность лечения по отдельным заболеваниям.

· В санитарно-противоэпидемической работе.

  1. Свойства средней арифметической в вариационном ряду:
  1. Способы расчета средней арифметической (М). Среднеарифметический способ расчета применяется для вычисления среднеарифметической простой и среднеарифметической взвешенной.

М простая =S V

N

М взвешенная =S V p

N

9. Критерии разнообразия признака и методика их расчета.

1)Среднее квадратическое отклонение – сигма(s):

а) вычисление по способу моментов;

б) по амплитуде ряда

s=А

К

См. Приложение №1

Приложение №1

Коэффициенты К для вычисления среднего квадратичного отклонения по амплитуде вариационного ряда (таблица С.И. Ермолаева)

Число наблюдений n
- - 1,13 1,69 2,06 2,33 2,53 2,40 2,85 2,97
3,08 3,17 3,26 3,34 3,41 3,47 3,53 3,59 3,64 3,69
3,73 3,78 3,82 3,86 3,90 3,93 3,96 4,00 4,03 4,06
4,09 4,11 4,14 4,16 4,19 4,21 4,24 4,26 4,28 4,30
4,32 4,34 4,36 4,38 4,40 4,42 4,43 4,45 4,47 4,48
4,50 4,51 4,53 4,54 4,56 4,57 4,59 4,60 4,61 4,63
4,64 4,65 4,66 4,68 4,69 4,70 4,71 4,72 4,73 4,74
4,75 4,77 4,78 4,79 4,80 4,81 4,82 4,83 4,83 4,84
4,85 4,86 4,87 4,88 4,89 4,90 4,91 4,91 4,92 4,93
4,94 4,95 4,96 4,96 4,97 4,98 4,99 4,99 5,00 5,01
n
К 5,02 5,48 5,76 5,94 6,07 6,18 6,28 6,35 6,42 6,48

3) Коэффициент вариации (С)

Cv= s х 100

М

  1. Практическое применение среднего квадратического отклонения.

Оценка достоверности средних величин проводится по ошибке (m)

m=s

√¯n

Оценка достоверности различий средних величин по величине коэффициента t:

t =M1– M2

√¯m²1 + m²2

Если t = 1,96 и более, то различия достоверны.

ОПРЕДЕЛЕНИЕ НЕОБХОДИМОЙ ЧИСЛЕННОСТИ ВЫБОРКИ.

Одной из наиболее важных и ответственных задач при организации и проведении выборочного наблюдения установление необходимой численности выборочной совокупности, то есть такой ее численности, которая обеспечивала бы получение данных, достаточно правильно отражающих изучаемые свойства генеральной совокупности. При этом должно быть учтено: 1) с какой степенью точности следует получить предельную ошибку выборки в результате выборочного наблюдения; 2) какова должна быть вероятность того, что будет обеспечена обусловленная точность результатов выборочного наблюдения; 3) какова степень колеблемости изучаемых свойств в исследуемой генеральной совокупности.

Это значит, что необходимая численность выборки (n) устанавливается в зависимости от размеров предельной ошибки выборки (∆), от величины коэффициента доверия (t) и от размеров величины дисперсии (σ2).

Сами формулы необходимой численности выборки выводятся из формул предельной ошибки выборки следующим образом.

При повторном отборе:

а) для средней

в формуле предельной ошибки выборки

∆ = t √σ2

n

обе ее стороны возводим в квадрат и получаем

∆2= t2σ2

n

откуда

∆2= t2σ2

n

и затем

n= t2 σ2

∆2

Таким образом, в этом случае необходимая численность выборочной совокупности равна произведению квадрата коэффициента доверия и дисперсии признака, деленному на квадрат предельной ошибки выборки;

б) для доли

в формуле предельной ошибки выборки

∆ = t √p (1 - р)

n

обе ее стороны возводим в квадрат и получаем

∆2= t2p (1 - р)

n

откуда

∆2= t2p (1 - р)

n

и затем

n = t2p (1 - р)

∆2

Таким образом, в этом случае необходимая численность выборочной совокупности равна произведению квадрата коэффициента доверия и дисперсии доли, деленному на квадрат предельной ошибки выборки.

При бесповторном отборе:

а) для средней

из формулы предельной ошибки выборки

∆ = t √σ2(1 – n )

n N

после ряда преобразований получаем

n=t2 σ2 N

∆2N+ t2 σ2

Такова формула необходимой численности выборочной совокупности для определения средней путем бесповторного отбора.

б) для доли

Из формулы предельной ошибки выборки

∆= t√ р(1 - р) ( 1 – n)

n N

после ряда преобразований получаем

n= t2p (1 - р)N

∆2N+ t2p(1-p)

Такова формула необходимой численности выборочной совокупности для определения доли путем бесповторного отбора.

Приведем краткий пример определения необходимой численности выборочной совокупности исходя из условий повторного отбора. Допустим, что с вероятностью 0,954 требуется определить какое количество историй болезни необходимо отобрать для экспертной оценки качества лечения больных сахарным диабетом при условии, что предельная ошибка выборки не должна превышать 2. Таким образом:

∆ = 2; σ2=0,5; t = 2.

В этих условиях:

n= t2 σ2 = 4 х 0,5 = 50

∆2 0,04

Следовательно, на выборку в порядке случайного отбора должно быть отобрано 50 историй болезни. Если всего пролечено 500 пациентов, то доля выборки составляет

50 = 0,1или 10%.

Заметим, что, так как в данном примере доля выборки очень небольшая, то расчет, полученный по формуле повторной выборки, может быть применен и для выборки бесповторной. Таким образом, для выборочной проверки должна быть отобрана каждая десятая история болезни.


1911645333959861.html
1911678267953895.html
    PR.RU™