Зерттеу нтижелеріні айырмашылытарыны шынайылыын баалау
Бл тсіл екі орта шаманы немесе салыстырмалы крсеткіштерді арасындаы айырмашылыты кездейсотыын немесе шынайылыын, яни бл айырмашылытар андай-да бір факторды нтижесінен туындады ма лде кездейсо па анытау ажет болан жадайларда олданылады. Бл тсілді олдануды міндетті шарты тадама жиынтыты репрезентативті болуы жне сонымен бірге салыстырылатын шамалар мен олара ыпал ететін факторларды арасында айырмашылыты тудыратын себеп-салдарларды бар екендігі жнінде йарымны болуы. Айырмашылыты шынайылыын анытауа арналан формулалар тмендегідей:
Орта шамалар шін:
;
Салыстырмалы крсеткіштер шін:
,
мндаы t – шынайылы критерийі, 
- репрезентативтілік ателері, 
- орта щамалар, Р1 жне Р2 – салыстырмалы крсеткіштер. Егер есептелген t критерийі 2-ден лкен немесе те (t2) болса, ол 95,5% -ке те немесе лкен (Р95,5%) Р сенім ытималдыына сйкес келеді,онда айырмашылы шынайы (маызды), яни андай-да бір факторды ыпалынан туан деп саналады жне ол бас жиынтыта да орын алады.
Ал t<2 боланда сенім ытималдыы Р<95,5%. Бл айырмашылыты шынайы емес, кездейсо, яни, андай да бір задылытан (андай да бір факторды ыпалынан) туындамаандыын крсетеді.
ЛГІ-ЕСЕП
Орта шамаларды айырмасыны шынайылыын баалауа арналан
Есепті шарты: Адам азасына шу мен тмен жиілікті дірілді рамдасан серін зерттегенде тексерілген ауылшаруашылыы кліктері жргізушілеріні 1 са. жмыс істегеннен кейінгі тамыр соу жиіліктеріні орташа мні минутына 80 соы, S1= ± 1 мин/соы боланы таайындалды.Осы жргізушілер тобыны жмыс басталана дейінгі тамыр соу жиіліктеріні орташа мні минутына 75 соы, S2= ± 1 мин/соы болан еді.
Тапсырма: ауылшаруашылыы кліктері жргізушілеріні жмыс басталана дейінгі жне 1 са. жмыс істегеннен кейінгі тамыр соу жиіліктеріні орташа мндеріні арасындаы айырмашылыты шынайылыын баалау ажет. Баылаулар саны (n), яни клік жргізушілер жиынтыы 36 адамнан трды.
ШЕШУІ.
орытынды: критерийді t=3,5 мні сенім ытималдыыны Р>99,7% мніне сйкес келеді, демек, ауылшаруашылыы кліктері жргізушілеріні жмыс басталана дейінгі жне 1 са. жмыс істегеннен кейінгі тамыр соу жиіліктеріні орташа мндеріні арасындаы айырмашылы кездейсо емес, шынайы, маызды, яни шу мен тмен жиілікті дірілді рамдасан сері нтижесінде туан.
ЛГІ-ЕСЕП
Салыстырмалы крсеткіштерлі айырмасыны шынайылыын баалауа арналан
Есепті шарты: 3 жасар 40 баланы медициналы тексеруден ткізгенде 18% (S1= ±6,0%) жадайда мсінні функционалды сипатта бзылуы байалан. Мсінні осы сияты бзылу жиілігі 4 жасар балаларда 24% (S2= ±6,7%) болан.
тапсырма: 2 трлі жас млшеріндегі балаларда мсінні бзылу жиілігіні арасындаы айырмашылыты шынайылыын баалау ажет.
ШЕШУІ
орытынды: критерийді t<1,0 мні сенім ытималдыыны Р<68,3% мніне сйкес келеді. Демек, 3 жне 4 жастаы балаларда мсінні бзылу жиілігіні арасында маызды айырмашылы жо (айырмашылы кездейсо).
Зерттеу нтижелеріні айырмаларыны шынайылыын баалау тсілін тадау барысында зерттеушілерді детте жіберетін ателері
- Зерттеу нтижелеріні айырмаларыны шынайылыын t критерийі бойынша баалаанда кбінесе шынайылы(немесе шынайы еместілік) жніндегі орытындыны зерттеу нтижелеріні зіні шынайылыы жнінде жасайды. Ал шындыында бл тсіл тек ана зерттеу нтижелеріні арасындаы айырмашылытарды шынайылыы (маыздылыы) немесе кездейсотыы жнінде орытынды жасауа ммкіндік береді.
- Критерийді алынан t<2 мнінде кбінесе баылау санын лайтуды ажеттігі туралы орытынды жасалады. Егер тадама жиынтытар репрезентативті болса, онда баылау санын лайтуды ажеттігі туралы орытынды жасауа болмайды, себебі бл жадайда кртерийді t<2 мні салыстырылып отыран екі зерттеу нтижелеріні арасындаы айырмашылыты шынайы емес, кездейсо екендігін білдіреді.
Стьюдент критерийі.
Салыстырылатын екі орташа мн арасындаы айырмаларды баалауды е таралан параметрлік дісі Стьюдент критерийі немесе t-критерий болып табылады.
Мнда екі жадай болу ммкін: тадамалар туелсіз жне туелді болса.
Тадамалар туелсіз болан жадайда, екі орташаны тедігі туралы нольдік жорамалды тексереміз (яни екі тадама бір генеральды жиынтытан алынан).
Тексерілетін t-критерий сйкес тадама орташаларды айырмасыны осындай айырманы атесіне атынасы трінде рнектеледі:
Егер n1n2 , онда 
и 
, df= n1+n2-2
Немесе, егер n1=n2=n, онда 
, df=n-1.
1-мысал. Сау адамдар жне гепатитпен ауыратындар тобында ан іркітінде ауыз рамы аныталды. Сау адамдар жне гепатитпен ауыратындар тобында ауыз рамындаы айырмашылы барын анытау, =0,05.
| X1 (алып) | 6,87 | 6,51 | 6,9 | 7,05 | ||
| X2 (гепатит) | 7,2 | 6,92 | 7,52 | 7,18 | 7,25 | 7,1 |
Н0: – сау адамдар жне гепатитпен ауыратындар тобында ауыз рамындаы айырмашылы жо. (екі крсеткіштін орта мндері арасындаы статистикалы айырмашылы жо)
Н1: – сау адамдар жне гепатитпен ауыратындар тобында ауыз рамындаы айырмашылы бар. (екі крсеткіштін орта мндері арасындаы статистикалы айырмашылы бар)
Екі тадамалар орташа мндерін есептейміз:
t-критерийді есептейміз:
=0,05 жне (n1-1)+( n2-1)=9 бостанды дрежелеріні саны шін tкрит=2,26 деп анытады.
tесеп > tкрит (2,67>2,26), яни нольдік болжам жоа шыарылады.
орытынды: алыптаы алынан ауыз рамы =0,05 кезінде гепатит ауруында анда ауыз рамынан статистикалы айырмашылыы бар.
Екі туелді тадаманынемесе жптаса байланысан варианталары бар тадамаларды салыстыру шін оларды жп айырмаларыны орташа мніні нлге тедік болжамы тексеріледі. Бндай жадай рбір пациентті бізді ызытыратын белгісінде згерістер туралы мліметтер боланда туындайды. Мысалы, егер пациенттер тобы зерттелетін емдеу тсілін олданса жне рбір пациентте емдеуге дейін жне емдеуден кейін белгіні мні лшеніп отырса. Бл жадайда терапияны алу нтижесінде осы белгіні згерістеріні нольге тедігі туралы нольдік болжамы тексерілу керек. Бл жадайда генеральды орташалар арасындаы айырмаларды баалау ретінде жп айырмалар суммасынан аныталатын орташа айырма алынады. Орташалар айырмасыны генеральды дисперсиясын баалау болып тадама дисперсия алынады
Егер бас жиынты мшелері алыпты тарамдалса, онда оларды арасындаы айырмалар да алыпты тарамдалады. Сондытан крсеткіш мндеріні згерісіні нлге тедігі туралы нлдік болжамды тексеру шін тестілік атынас есептеледі: 
, 
, df=n-1
2-мысал. Гипертониямен ауыратын 6 аурудан тратын топта артериялы ысымын азайтатын адельфан дрмегіні сері зерттелді. Тжірибе нтижесінде систолиялы ысымны 2 вариациялы атары алынды: біріншісі – дрмекті абылдаана дейін (баылау), екіншісі – дрмекті абылдааннан кейін (тжірибе):
| Баылау | ||||||
| Тжірибе |
Адельфанды абылдааннан кейін систолиялы артериялы ысым андай шамаа азаяды? Алынан нтижелер наты ма?
Н0: – Адельфанды абылдааннан кейін систолиялы артериялы ысымына сері жо. (екі крсеткіштін орта мндері арасындаы статистикалы айырмашылы жо)
Н1: – Адельфанды абылдааннан кейін систолиялы артериялы ысымына сері бар. (екі крсеткіштін орта мндері арасындаы статистикалы айырмашылы бар)
Біріншіден, жп айырмаларды есептеп шыамыз:
| xki (баылау) | хoi (тжірибе) | di (ысымдар айырмасы) |
| -40 | ||
| -45 | ||
| -45 | ||
| -20 | ||
| -30 | ||
Айырмалар атары шін статистикалы параметрлерді есептейміз:
tесеп анытаймыз:
Стьюдент кестесі бойынша Р=0,95 (=0,05) жне df=n-1=5 бостанды дрежелері саны шін tкрит=2,57. tесеп > tкрит – яни нлдік болжам жоа шыарылады.
орытынды: Адельфан дрмегін абылдау Р>0,95 ытималдыпен артериялы ысымын 29,17/207,5*100%=14%-ке тмендетеді ( 
).
t-критерийді дрыс олдану шін салыстырылатын тадамалар алынып тасталан жиынтытарды алыпты тарамдалуы болу керек. Егер бл шарт орындалмаса, онда параметрлік емес критерийлер тиімді болады.