Ý nghĩa của trị số P (P-value) trong thống kê | Damme.Tk

3/23/14 4:27 PM ngha ca tr s P (P-value) trong thng k | Damme.Tk

Page 1 of 12http://dammetk.blogspot.com/2013/09/y-nghia-cua-tri-so-p-p-value-trong.html

[http://2.bp.blogspot.com/-MsfMMVFcNag/UiLZKaUCQKI/AAAAAAAAAMg/irTKeetZyck/s1600/url-5.jpeg]

Trong mt cng trnh nghin cu nh gi hiu qu chng gy xngca thuc zoledronate, cc nh nghin cu iu tr 1065 bnh nhn bngzoledronate v 1062 bnh nhn khng c iu tr bng zoledronate(placebo), v kt qu c trnh by qua mt on vn quan trng sauy: The rates of any new fracture were 8,6% in the zoledronic acidgroup and 13,9% in the placebo group, a 35% risk reduction withzoledronic acid (p = 0,001); the respective rates of new vertebral fracturewere 1,7% and 3,8% (p = 0,02) [1]. Cu vn trn y gn lin vi tr s pc ngha g? Khi m!t cu h"i t#$ng t% 'c &em &i h"i m!t nhm bc s( chuyn khoa vc kinh nghi)m trong nghin c*u y h+c, c &,n 85% tr- l.i sai [2]. /0i &a s1nh2ng ng#.i 'c h"i hi3u r4ng m!t k,t lu5n (v6 s% khc bi)t) v7i tr8 s1 p =0,05 c ngh(a l kh- n9ng m k,t lu5n & sai l 5%, hay kh- n9ng m k,t lu5n& &ng l 95% (l:y 1 tr; cho 0,05). Nhi6u ng#.i khc th hi3u r4ng m!t s%khc bi)t v7i tr8 s1 P cng nh" th m*c &! -nh h#a k,t lu5n cng cao. Nh#ng r:t ti,c r4ng c- hai cch hi3u ny &6u sai. /i6u &ng ng0c nhin l khng nh2ng gi7i lm nghin c*u khoa h+c hi3u sai,m ngay c- cc nh nghin c*u c ki,n th*c th1ng k kh nh# d8ch t? h+cc@ng hi3u sai. Th5t ra, m!t s1 nh th1ng k chuyn nghi)p c@ng hi3u sai =ngh(a c>a tr8 s1 P b



Trong bi ny, ti sB gi-i thch = ngh(a th5t c>a tr8 s1 P, bn qua nh2ngkhi,m khuy,t c>a n, v gi7i thi)u m!t tr#.ng phi suy lu5n khoa h+c c chcho nghin c*u lm sng.

4.1 Tr! s" P v tri#t l ph$n nghi%m (falsificationism)

Khi &+c cc bi bo khoa h+c trn cc t5p san y h+c, chng ta th#.ng hay gApnh2ng tr8 s1 P. M!t s% khc bi)t v7i tr8 s1 p 0,05 chng ta th#.ng hi3u r4ng s%khc bi)t khng c = ngh(a th1ng k, khng &ng k3, hay do ngCu nhin. Tuynhin, cch hi3u P [l m!t xc su:t phi &i6u ki)n] nh# th, r:t sai lDm. Tr8 s1 Pl m!t xc su:t c &i6u ki)n. E ngh(a c>a tr8 s1 P gFn li6n v7i tri,t l ph-nnghi)m (falsificationism) trong khoa h+c. Do &, tr#7c khi bn v6 = ngh(a c>atr8 s1 P, thi,t t#a tr8 s1 P. Trong phDn ny, ti sB gi-i thch ngFn g+n v cung c:p ti li)u tham kh-o c>ahai m hnh &3 b0n &+c c th3 hi3u qua v nghin c*u thm.

4.1.1 Fisher v m hnh ki&m '!nh ( ngh)a th"ng k

Tri,t l ph-n nghi)m r:t phJ bi,n v tr< thnh m!t m hnh &3 gi-i thch s%ti,n b! c>a khoa h+c. Ch8u -nh h#



1962), m!t nh di truy6n h+c ng#.i Anh v c@ng l cha &K c>a n6n th1ngk h+c hi)n &0i, &6 xu:t m!t ph#$ng php &8nh l#'ng &3 ph-n nghi)m m!t gi-thuy,t khoa h+c. ng g+i ph#$ng php ny l Test of Significance [5-6] (tit0m d8ch l: ph*+ng php ki&m '!nh ( ngh)a th"ng k). Fisher quan ni)mr4ng th1ng k l m!t b! ph5n quan tr+ng c>a ph#$ng php suy lu5n theo phpqui n0p (inductive inference), t*c l ph#$ng php suy lu5n d%a vo quan stt; cc mCu (sample) v khi qut cho m!t quDn th3 (population). Ph#$ngphp ki3m &8nh = ngh(a th1ng k 'c ti,n hnh theo 3 b#7c nh# sau:

B!"c 1, pht bi#u m$t gi% thuy&t v hi'u (null hypothesis). Gi- thuy,t v hi)ul gi- thuy,t ng#'c l0i v7i gi- thuy,t m nh nghin c*u mu1n ki3m &8nh. ChHng h0n nh# n,u gi- thuy,t &i6u tr8 b4ng thu1c zoledronate lm gi-m nguyc$ tL vong (nhm 'c &i6u tr8 b4ng zoledronate c tM l) tL vong th:p h$nnhm gi- d#'c), th gi- thuy,t v hi)u sB pht bi3u l tM l) tL vong < b)nhnhn 'c &i6u tr8 b4ng zoledronate b,ng v7i nhm gi- d#'c. G+i gi- thuy,tv hi)u l H0.

B!"c 2, thu th(p d) li'u lin quan &,n gi- thuy,t. Trong v dG trn, s1 li)u sBl s1 tr#.ng h'p tL vong. G+i d2 li)u l D.

B!"c 3, !"c tnh xc su*t quan st d2 li)u D n,u gi- thuy,t H0 &ng. Nicch khc v vi,t theo ngn ng2 ton, b#7c ny #7c tnh P(D | H0). /ychnh l tr! s" P (p-value).

Fisher &6 ngh8 bo co tr8 s1 P m!t cch chnh xc. T*c l khng c nh2ngcch vi,t nh# p 0,01 m ph-i l p = 0,043 hay p = 0,002. Fisher cn &6 ngh8r4ng n,u tr8 s1 p th:p h$n 0,05 th gi- thuy,t H0 (v hi)u) khng ph h'p v7is1 li)u quan st 'c. /1i v7i Fisher, khng c chuy)n bc b" gi- thuy,thay ch*ng minh gi- thuy,t m chM c s1 li)u c ph h'p, c nh:t qun v7i gi-thuy,t hay khng m thi. Quan &i3m ny ch8u -nh h#a tri,t lph-n nghi)m c>a Popper, v theo tri,t l ny, chng ta khng th3 ch*ng minhb:t c* m!t gi- thuy,t no, m chM c th3 bc b" (disprove) m!t gi- thuy,t b4ngd2 li)u quan st 'c.

V d- 1. C th3 minh h+a cho cc b#7c trn b4ng m!t v dG nh# sau: chng tac 10 b)nh nhn, mNi b)nh nhn 'c &i6u tr8 b4ng 2 lo0i thu1c (A v B). Saukhi theo di m!t th.i gian, c 8 b)nh nhn m hi)u qu- c>a thu1c A t1t h$nthu1c B. K,t qu- ny c ph h'p v7i gi- thuy,t thu1c A t1t h$n thu1c B?

/3 tr- l.i cu h"i v c@ng l ki3m &8nh gi- thuy,t trn, chng ta pht bi3u m!tgi- thuy,t v hi)u: n,u hai lo0i thu1c ny c hi)u qu- nh# nhau, th sB c 5



b)nh nhn v7i k,t qu- A t1t h$n B, v 5 b)nh nhn v7i k,t qu- B t1t h$n A. G+i p l xc su:t m k,t qu- thu1c A t1t h$n thu1c B. Gi- thuy,t v hi)u nyc@ng c ngh(a l p = 0,5. N,u gi- thuy,t v hi)u ny &ng (t*c p = 0,5), chngta c th3 tnh ton xc su:t quan st k b)nh nhn (k= 0, 1, 2, 3, O, 10) v7i k,tqu- A t1t h$n B theo lu5t phn ph1i nh8 phn nh# sau:

V k,t qu- c th3 trnh by trong b-ng sau &y:

B$ng 1. Xc su.t quan st k b%nh nhn (trong s"10 b%nh nhn) v/i k#t qu$ A>B n#u gi$ thuy#t vhi%u (p = 0,5) 'ng

k = Pr(k | p=0,5)

0 0,0009765625

1 0,009765625

2 0,04394531

3 0,1171875

4 0,2050781

5 0,2460938

6 0,2050781

7 0,1171875

8 0,04394531

9 0,009765625

10 0,0009765625

P(k 0 8) 0,054687

C1 nhin, tJng s1 xc su:t k = 0, 1, 2, O, 10 ph-i b4ng 1. Theo k,t qu-trn, n&u khng c s+ khc bi't v, hi'u qu% c-a hai thu.c, xc su*t m chngta quan st 8 b'nh nhn v"i k&t qu% A>B l kho%ng 4,39%. Di?n d8ch t#$ngt%, chng ta #7c tnh r4ng xc su:t v7i 9 b)nh nhn k,t qu- A>B l 0,97%, vxc su:t t:t c- 10 b)nh nhn v7i k,t qu- A>B l 0,097%. Xc su:t m t1i thi3u



8 b)nh nhn v7i k,t qu- A>B l 0,055 hay 5,5%. Vi,t theo k hi)u ton: P(k P8) = 0,0547. /y chnh l tr8 s1 P.

SL dGng tiu ch 0,05, chng ta c th3 ni r4ng d 80% (8 trn 10) b)nhnhn v7i k,t qu- A>B, chng ta vCn ch#a c &Dy &> b4ng ch*ng &3 khHng&8nh r4ng k,t qu- ny nh:t qun v7i gi- thuy,t thu1c A t1t h$n B.

4.1.2 Neyman v Pearson v m hnh Ki&m '!nh gi$ thuy#t

Jerzy Neyman (1894 1981) l m!t nh ton h+c xu:t sFc g1c Ba Lan vEgon Pearson (1895 1980) l m!t nh th1ng k h+c (con c>a gio s# KarlPearson, cha &K c>a l thuy,t Chi-square v h) s1 t#$ng quan) cng lc v7iFisher, pht tri3n m!t ph#$ng php r:t khc v7i Fisher, m hai ng g+i l Testof Hypothesis (Ki&m '!nh gi$ thuy#t) [7]. Neyman v Pearson bc b" khini)m suy lu5n theo qui n0p; hai ng ngh( r4ng th1ng k h+c l m!t ph#$ngphp hay c$ ch, &3 h#7ng dCn chng ta &i &,n m!t quy,t &8nh &ng v6 lu v6di. Ni cch khc, Neyman v Pearson cho r4ng ph#$ng php c>a Fisher vngh(a!

M!t cch &$n gi-n, m hnh ki3m &8nh gi- thuy,t c>a Neyman v Pearson cth3 th%c hi)n qua cc b#7c nh# sau:

B#7c 1, pht bi3u gi- thuy,t chnh (H1) v gi- thuy,t v hi)u (H0).

B#7c 2, quy,t &8nh m*c &! a v b c th3 ch:p nh5n 'c v #7c tnh cQ mCucDn thuy,t. a l xc su:t bc b" gi- thuy,t H1 nh#ng & l gi- thuy,t&ng. b l xc su:t bc b" H0 trong khi H0 &ng.

B#7c 3, thu th5p d2 li)u lin quan &,n gi- thuy,t.

B#7c 4, n,u d2 li)u n4m trong kho-ng bc b" gi- thuy,t H0, th ch:p nh5n gi-thuy,t H1; n,u khng th ch:p nh5n gi- thuy,t H0. Ch = r4ng ch:p nh5n m!tgi- thuy,t khng c ngh(a l chng ta tin vo gi- thuy,t &, m chM c ngh(a lchng ta hnh &!ng v7i &i6u ki)n & l gi- thuy,t &ng.

Nguyn l c>a m hnh Neyman v Pearson l chng ta d%a vo d2 li)u &3ch+n m!t gi- thuy,t sao cho v6 lu v6 di chng ta khng qu sai. Chnh vth, m ngy nay chng ta th#.ng ch+n a = 5% v b = 10% &,n 20%.

Fisher bc b" hon ton m hnh c>a Neyman v Pearson [8]. ng cho r4ng& l m!t m hnh O v duyn. Fisher nh0o bng r4ng cc nh ton h+c (mchM Neyman v Pearson) chHng hi3u g v6 th%c nghi)m v &6 ra m!t m hnhqu phi th%c t,. Trong nh2ng n9m sau & (th5p nin 1930s) c!ng &Rng th1ngk h+c ch*ng ki,n m!t cu!c tranh lu5n dai dSng v &i khi nng b"ng gi2aFisher v Neyman-Pearson trn cc t5p san th1ng k h+c < Anh. Fisher tuy lm!t ng#.i thng minh tuy)t v.i, m!t nh t# t#



v sau ny tr< thnh gio s# t0i tr#.ng /0i h+c Berkeley. Sau ny, Neyman'c l8ch sL ghi nh5n l m!t nh th1ng k h+c xu:t sFc c cng c%c k to l7ncho khoa h+c hi)n &0i, snh vai cng cc &0i thG trong khoa h+c hi)n &0i. N#7c M( qu- th5t l mi tr#.ng cho ng thi th1 ti n9ng!

4.1.3 M1t m hnh h2n h3p

Tr7 tru thay, m:y m#$i n9m sau, hai m hnh c>a Fisher v Neyman-Pearson 'c hun &c thnh m!t m hnh tJng h'p m chng ta *ng dGngngy nay trong nghin c*u y h+c. M hnh ny sL dGng k,t qu- ki3m &8nhth1ng k c>a Fisher &3 &i &,n quy,t &8nh ch:p nh5n hay bc b" gi- thuy,t vhi)u H0 hay gi- thuy,t chnh H1 theo m hnh c>a Neyman v Pearson. Tiubi3u cho m hnh ny l nghin c*u lm sng &1i ch*ng ngCu nhin(randomized controlled clinical trial hay RCT). Theo &, m!t nghin c*u lmsng 'c ti,n hnh theo cc b#7c nh# sau:

B#7c 1, &8nh ngh(a m!t gi- thuy,t v hi)u v m!t gi- thuy,t chnh. Th dGtrong m!t nghin c*u lm sng, gRm hai nhm b)nh nhn: m!t nhm 'c&i6u tr8 b4ng thu1c A, v m!t nhm 'c &i6u tr8 b4ng placebo, nh nghinc*u c th3 pht bi3u gi- thuy,t v hi)u r4ng &! hi)u nghi)m thu1c A t#$ng$ng v7i placebo.

B#7c 2, xc &8nh xc su:t a (cn g+i l sai s1 lo0i I) v b (cn g+i l sai s1 lo0iII), v #7c tnh cQ mCu d%a vo hai xc su:t ny.

B#7c 3, thu th5p d2 li)u lin quan &,n gi- thuy,t. G+i d2 li)u l D.

B#7c 4, sL dGng ph#$ng php ki3m &8nh = ngh(a th1ng k c>a Fisher #7ctnh xc su:t P(D | H0). G+i tr8 s1 ny l P.

B#7c 5, n,u P < 0,05, bc b" gi- thuy,t H0. Ch =, bc b" H0 khng cngh(a l chng ta ch:p nh5n gi- thuy,t H1.

V d- 2. C th3 minh h+a cho cc b#7c trn b4ng m!t v dG v6 nghin c*uhi)u qu- c>a thu1c zoledronate trong vi)c phng ch1ng long x#$ng [1]. V7igi- thuy,t r4ng thu1c c hi)u nghi)m gi-m nguy c$ gy x#$ng, cc nh nghinc*u so snh tM l) gy x#$ng gi2a hai nhm b)nh nhn: nhm 1 'c &i6u tr8b4ng zoledronate v nhm 2 l nhm gi- 'c (nh5n calcium v vitamin D). BFt &Du b4ng cch xc &8nh a = 0,05 v b = 0,80, cc nh nghin c*u #7c tnhs1 l#'ng b)nh nhn cDn thi,t. Sau ba n9m thu th5p s1 li)u, k,t qu- c th3 tml#'c trong b-ng s1 li)u sau &y:

B$ng 2. Nguy c+ gy x*+ng 4 b%nh nhn '*3c 'i5u tr! b,ngzoledronate v placebo



Ch6 s" Zoledronate Placebo Tr! s" P

S1 b)nh nhn 1065 1062

S1 gy x#$ng 92 139

TM l) gy x#$ng 8,6% 13,9 0,001

B



n,u) gi- thuy,t v hi)u H0 l &ng. Nh# v5y, con s1 P khng tr%c ti,p chochng ta m!t = ni)m g v6 s% th5t c>a gi- thuy,t chnh H1; n chM gin ti,pcung c:p b4ng ch*ng &3 chng ta ch:p nh5n gi- thuy,t chnh v bc b" gi-thuy,t v hi)u.

Logic &4ng sau c>a tr8 s1 P c th3 'c hi3u nh# l m!t qui trnh ch1ng minh2%o ng!5c (proof by contradiction):

M)nh &6 1: N,u gi- thuy,t v hi)u &ng, th s% ki)n ny khng th3 x-y ra;M)nh &6 2: S% ki)n x-y ra;M)nh &6 3 (k,t lu5n): Gi- thuy,t v hi)u khng th3 &ng. N,u cch l5p lu5n trn kh hi3u, chng ta thL xem m!t v dG cG th3 nh# sau:

N,u ng Tu:n b8 cao huy,t p, th ng khng th3 c tri)u ch*ng rGng tc (haihi)n t#'ng sinh h+c ny khng lin quan v7i nhau, t ra l theo ki,n th*c ykhoa hi)n nay);

ng Tu:n b8 rGng tc;

Do &, ng Tu:n khng th3 b8 cao huy,t p.

Tr8 s1 P, do &, gin ti,p ph-n nh xc su:t c>a m)nh &6 3. V & c@ng chnhl m!t khi,m khuy,t quan tr+ng c>a tr8 s1 P, ba tn hi)u (signal,m*c &! khc bi)t gi2a hai nhm) v nhi?u (noise hay &! dao &!ng c>a mCu). G+i T l ki3m &8nh th1ng k, S l tn hi)u, v E l nhi?u, = t#



Khi s1 l#'ng cQ mCu t9ng v n,u S b:t bi,n th T sB t9ng, t*c c c$ h!i &0t =ngh(a th1ng k. /i6u ny c ngh(a l chng ta c th3 gi-m E t1i &a b4ng ccht9ng s1 l#'ng cQ mCu, v n c@ng c ngh(a l m$t khc bi't r*t nh6 ch7ng c 8ngh0a g trong th+c t& nh!ng v9n c th# c 8 ngh0a th.ng k. Ng!5c l:i, m$tkhc bi't hay %nh h!;ng (effect) l"n, nh!ng n&u s. l!5ng c< m9u khng 2=y2- khng th# 2:t 2!5c ng!n c 8 ngh0a th.ng k (t*c p > 0,05).

B$ng 3 sau &y trnh by 4 nghin c*u (t#



r4ng Supplementation with vitamin C and E during pregnancy does not reduce

the risk of serious outcomes in their infants (BJ sung vitamin E v E khng lmgi-m cc tri)u ch*ng lm sng nghim tr+ng). Nh#ng khi xt qua s1 li)u th%ct, th th:y < trK em m mT c bJ sung vitamin C v E, tM l) v7i tri)u ch*ng lmsng gi-m &,n 21% (p = 0,06). ChM v p = 0,06 m cc nh nghin c*u c xuh#7ng di?n d8ch sai k,t qu-, v sai lDm ny r:t nghim tr+ng!

4.2.3 V.n '5 ki&m '!nh nhi5u gi$ thuy#t

Nh# & ni trn, nghin c*u y h+c l m!t qui trnh ki3m &8nh gi- thuy,t. Trong m!t nghin c*u, t khi no chng ta ki3m &8nh chM m!t gi- thuy,t duynh:t, m r:t nhi6u gi- thuy,t cng m!t lc. ChHng h0n nh# trong m!t nghinc*u v6 m1i lin h) gi2a vitamin D v nguy c$ gy cJ x#$ng &i, cc nhnghin c*u c th3 phn tch m1i lin h) gi2a vitamin D v m5t &! x#$ng (bonemineral density), gi2a vitamin D v nguy c$ gy x#$ng theo t;ng gi7i tnh,t;ng nhm tuJi, hay phn tch theo cc &Ac tnh lm sng c>a b)nh nhn,v.vO MNi m!t phn tch nh# th, c th3 xem l m!t ki3m &8nh gi- thuy,t. U&y, chng ta ph-i &1i di)n v7i v:n &6 nhi6u gi- thuy,t (multiple tests ofhypothesis hay cn g+i l multiple comparisons).

V:n &6 l nh# sau: n,u chng ta ki3m &8nh m!t gi- chng ta ch:p nh5n m!tsai st 5% (gi- dG chng ta ch:p nh5n tiu chuIn p = 0,05 &3 tuyn b1 c =ngh(a hay khng c = ngh(a th1ng k). Ni cch khc, s% th5t lkhng thu1cc hi)u qu- sai, nh#ng k,t qu- ki3m &8nh th1ng k cho ra k,t qu- c = ngh(ath1ng k, v chng ta ch:p nh5n r4ng s% ki)n ny c th3 x-y ra v7i tDn s1 5%.V:n &6 &At ra l trong b1i c-nh ki3m &8nh nhi6u gi- thuy,t l nh# sau: n#utrong s" n th= nghi%m, chng ta tuyn b" k th= nghi%m c ( ngh)a th"ngk (t



h+c. Hy t#

Documents

Ý nghĩa của trị số P (P-value) trong thống kê | Damme.Tk