Материально-техническая база здравоохранения в РФ, перспективы развития

Разработка и реализация четкой программы повсеместного перевооружения лечебно-профилактических учреждений, в соответствии с пересмотренным табелем оснащения. Разработка стандартов состояния помещений лечебно-диагностических медицинских учреждений страны и выделения средств на приведение их к утвержденным стандартам и на текущий и капитальный ремонт. Решение вопроса обеспечения сельских регионов, скорой и неотложной помощи автотранспортом. Воссоздание конкурентно способной отечественной фарминдустрии и медицинской промышленности. Заморозить по возможности поставки импортного оборудования, до пересмотра договоренности с инофирмами о новых ценовых условиях. Государству на конкурсной основе уменьшить число иностранных фирм производящих однотипное, особенно дорогостоящее, оборудование. Условиями работы инофирм в России должно быть создание непосредственно во всех регионах страны в «шаговой» доступности пунктов сервисного обслуживания и ремонта аппаратуры и оборудования и включения в контракт снабжение расходными материалами оборудования и аппаратуры сроком минимум на 5 лет. Расширение частно-государственного партнерства в фарминдустрии и медицинской промышленности.

61. Малая выборка. Особенности расчета статистических критериев в малой выборке.
Малые выборки, статистические выборки столь малого объема n, что к ним нельзя применить простые классические формулы, действующие лишь асимптотически при n ® ¥. Особенности статистической оценки параметров по Малые выборки легче всего понять на примере нормального распределения (для которого малыми обычно считают выборки объема n £ 30). Пусть необходимо оценить неизвестное среднее значение a выборки x₁, x₂,..., x_n из нормальной совокупности с неизвестной дисперсией s². Обозначим

,

.

Исходным пунктом при оценке a служит то обстоятельство, что распределение вероятностей величины

не зависит от а и s.

Вероятность w неравенства - t _w < t < t _w и равносильного ему неравенства

(1)

вычисляется при этом по формуле

w = (2)

где s (t, n - 1) есть плотность вероятности для так называемого Стьюдента распределения с n - 1 степенями свободы. Определяя для заданных n и w (0 < w < 1) соответствующее t _w (что можно сделать, например, по таблицам), получают правило (1) нахождения доверительных границ для величины а, имеющей значимости уровень w.

При больших n формула (2), связывающая w и t _w, приближенно может быть заменена формулой

(3)

Эту формулу иногда неправильно применяют для определения t _w при небольших n, что приводит к грубым ошибкам. Так, для w = 0,99 по формуле (3) находим t_0,99 = 2,58; истинные значения t _0,99 для малых n приведены в следующей таблице:

Если пользоваться формулой (3) при n = 5, то получится вывод, что неравенство

выполняется с вероятностью 0,99. В действительности в случае пяти наблюдений вероятность этого неравенства равна лишь 0,94, а вероятностью 0,99 обладает в соответствии с приведенной таблицей неравенство

Об оценке по Малые выборки теоретической дисперсии s² см. "Хи-квадрат" распределение. Разработаны также аналогичные методы оценки по Малые выборки параметров многомерных распределении (например, коэффициента корреляции).