مقارنة نموذجين على الحالات نفسها تحتاج إلى ربط حكميهما بكل معرف؛ العدد الإجمالي للصحيح لا يكشف مقدار الاتفاق أو اتجاه الاختلاف. ننشئ جدولًا مزدوجًا للمخرجات الصحيحة والخاطئة، دون اختبار نموذجين فعليين.
الخلاصة السريعة
احفظ حكم النموذجين مع مرجع الحالة نفسها، وعد من أصاب وحده؛ لا تستنتج تكافؤهما من تساوي مجموع الصحيح.
- ثبت الحالات ومرجع الصحيح ومحاذاة المعرفات، ثم ضع لكل حالة حكمين؛ مثالنا يفترض ثماني حالات مستقلة وتصنيفًا له حكم صحيح أو خاطئ.
- في المثال يصيب كل نموذج ستًا من ثمانٍ، لكن أربع حالات أصابها الاثنان، وحالتان أصابهما أ وحده وحالتان ب وحده؛ المجموع لا يعرض هذا التفصيل.
- يستعمل McNemar الأحكام المختلفة ضمن جدول 2 في 2؛ يفحص فرضية تساوي التوزيعين الهامشيين، ولا يقيس تطابق كل تنبؤ. [1]
- لا يقدم الجدول وحده قيمة p أو إثبات التكافؤ؛ تحدد الواجهة خيارًا دقيقًا وآخر تقريبيًا، والمقال لم ينفذ أي اختبار. [1]
ابن المقارنة حول معرف الحالة
نعلن ثماني حالات مرقمة من 1 إلى 8 ومرجعًا معلومًا للحكم على الفئة. نقترح عمودين: هل أصاب أ الفئة المرجعية؟ وهل أصاب ب الفئة المرجعية؟ هذه أحكام ثنائية، وليست درجات احتمالية نقارنها مباشرة.
إذا تغير ترتيب ملف ب، نعيد ربطه بالمعرفات قبل تكوين الجدول. لا نقرن تنبؤه للحالة 7 بتنبؤ أ للحالة 2 لأن كليهما يقع في السطر نفسه. نفترض استقلال الحالات المختلفة في تمريننا، ونحفظ الارتباط بين حكمي كل حالة.
لم ندرّب مصنفًا أو نسجل إجابات فعلية. السؤال هو ما الذي تبقيه مقارنة مقرونة، وما الذي يفقد عندما ننظر إلى مجموعين منفصلين.
عد الاتفاق والاختلاف معًا
نفرض أن أ أصاب الحالات 1 إلى 6، وأخطأ في 7 و 8. ب أصاب 1 و 2 و 3 و 4 و 7 و 8، وأخطأ في 5 و 6. كلاهما أصاب ستًا من ثمانٍ، أي 75%.
أربع حالات أصابها الاثنان، وحالتان أصابهما أ وحده، وحالتان ب وحده، ولم توجد حالة أخطآ فيها معًا. إذن لديهما أربع حالات مختلفة في الحكم الكلي على الصحة، رغم تساوي النسبة الإجمالية.
لو جعلنا ب يصيب 1 إلى 6 بدل قائمته السابقة، لبقيت نسبته 75%، لكن ست حالات تصبح صحيحة عند الاثنين واثنتان خاطئتين عند الاثنين، وتختفي الاختلافات. المجموع نفسه يسمح بجدولين مختلفين.
| الحكم | ب صحيح | ب خاطئ |
|---|---|---|
| أ صحيح | 4 | 2 |
| أ خاطئ | 2 | 0 |
أي سؤال يستهدفه اختبار McNemar؟
توثق الواجهة جدولًا 2 في 2 وفرضية تساوي التوزيعين الهامشيين، مع الاعتماد على الحالات المختلفة في الحكمين. [1]
في الجدول الأول، الخانتان خارج الاتفاق تحملان 2 و 2. نعرف يدويًا أن عدد الحالات التي أصابها أ وحده يساوي عدد التي أصابها ب وحده. لا يعني ذلك أن قراراتهما متطابقة أو أن كل اختلاف قليل الأهمية للاستخدام.
هدف فحص حصيلة الصحة يختلف عن مقارنة احتمالين أو متوسط مدة خطأ. نختار سؤال الاختبار وبياناته قبل استبدال أسماء المخرجات في جدول محفوظ. لم نستخرج دلالة إحصائية من العددين.
ما الذي تحتاجه قبل إعلان نتيجة استدلالية؟
تميز الواجهة الخيار الدقيق المستعمل للتوزيع الثنائي من التقريب بكاي تربيع، وتتيح تصحيح استمرارية للتقريب. [1]
لا نختار طريقة لمجرد أنها تعطي نتيجة مرغوبة، ولا نعرض مجموعين متساويين كإثبات أن النموذجين متكافئان في كل حالة أو مجتمع. يلزم بيان فرضيات التحليل ومعيار المقارنة والنتيجة التي حسبت فعلًا.
وإذا غيرنا المرجع أو مجموعة الحالات، نعيد وصف المقارنة بدل نقل الجدول القديم. حفظ التفاصيل الفردية يتيح فهم الاختلاف؛ لكنه لا يحول سجلًا افتراضيًا إلى تجربة، ولا يثبت أفضلية عملية لم نراجع شروطها.
المصادر ومتابعة القراءة
أُعدّ هذا المقال بصياغة عربية أصلية بالاستناد إلى المصادر أعلاه، وهو مدخل تمهيدي إلى الموضوع. اقرأ منهجية المحتوى وحدوده.