CC BY
6
Серов Г. Д., Вишняков''А. К-, Знаменский В. А.— Лабор.
дело, 1967, № 11, 'с. 694—696. Серов Г. Д., Игнатович В. О., Вишняков А. К- и др.—
Ж. микробиол., 1968, До 7, с. 131 — 134. Якунина Т. И., Михайлова О. А., Никифорова Л. Н.— Докл. Иркутск, противочумного ин-та, 1969, вып. 8, * с. 156—157.
Dominowska С., Malottke R.— Biul. Inst. Med. morsk.,
Gdansku, 1971, v. 22, p. 173—182. Lederberg J., Lederberg E. M.— J. Bact., 1952, v. 63, p. 399—406.
Поступила II/II 1980 r.
УДК 613/6)4-07:519.24
Проф. В. Д. Ванханен, Г. Я■ Гончаров, канд. биол. наук Ю. Е. Лях, А. И. Клименко
ИСПОЛЬЗОВАНИЕ МИКРОКАЛЬКУЛЯТОРА «ЭЛЕКТРОНИКА БЗ-21» ДЛЯ СТАТИСТИЧЕСКОЙ ОБРАБОТКИ МАТЕРИАЛОВ ГИГИЕНИЧЕСКИХ ИССЛЕДОВАНИЙ
Донецкий медицинский институт им. М. Горького
В настоящее время широкое распространение получила статистическая обработка материалов санитарно-гигиени-ческих исследований, в основе которой лежит вычисление средней арифметической вариационного ряда, ошибки средней и коэффициента корреляции. Изданы руководства по методам статистической обработки медико-биологических цифровых данных, рассчитанных на использование ЭВМ или на ручной счет (Н. Бейли; Л. С. Каминский; Е. Л. Ноткин; Д. Сепетлиев; А. М. Мерков и Л. Е. Поляков; И. П. Ашмарин и соавт.; Е. В. Гублер, и др.). Однако применение ЭВМ еще не всегда доступно широкому кругу исследователей и требует предварительной подготовки материала — сведения в специальные таблицы, табулирования, отработки программы и др.
В 1978 г. отечественная промышленность приступила к серийному выпуску программируемого микрокалькулятора «Электроника БЗ-21», доступного любому научно-практическому учреждению и позволяющего осуществить автоматическую статистическую обработку цифровых данных. В то же время широкое использование этого микрокалькулятора в санитарно-гигиенических исследованиях задерживается ввиду отсутствия специальных программ обработки.
Задачей данной работы являлось создание программ для микрокалькулятора с целью выполнения расчетов наиболее распространенных характеристик вариационных рядов. Проверка программ обработки экспериментальных материалов показала их надежность и эффективность. Для удобства изложения программ и их широкого использования последовательность их применения будет показана при разборе частных примеров.
Пример 1. Статистическая обработка вариационного ряда.
Для выведения стандартов физического развития проведены измерения роста ткачих в возрасте 30—34 лет. Полученные первичные данные и результаты их обработки представлены в табл. 1.
Числовые характеристики вариационного ряда вычисляют по общепринятомуАалгоритму
я— 1
Уп
После набора программы в обработку вводится первая варианта и нажимаются клавиши В/О, С/П. После окончания счета (о чем свидетельствует прекращение мигания индикатора) набирается вторая варианта, вновь нажимаются В/О, С/П и т. д. до набора всех членов числового ряда. После ввода последнего числа последовательно нажимаются клавиши БП, РЗ, С/П и на индикаторе высвечивается х. Нажав клавишу Р7, получим значение а, Е8—т, Р4—|число вариант (п).^Для.вычисления коэффи> циента вариации набирают Р7, число, соответствующее х,
100, х — на экране высвечивается Су (в %).
В указанном примере время счета для опытного оператора 12—15 мин.
При обработке"следующего вариационного ряда повторный набор программы не требуется, если не выключалось питание микрокалькулятора. Для того чтобы стереть в ячейках памяти предыдущие данные, необходимо-нажать клавишу Сх и последовательно нажать Р2, РЗ, Р4, Р5, Р6, Р7, Р8.
Пример 2. ВычислениеТдостоверности различий полученных данных (большие" выборки).
У молодых водителей грузового автотранспорта с целью изучения баланса вегетативных процессов под. влиянием производственной нагрузки рассчитаны некоторые показатели ^ сердечного ритма по данным динами-
Таблица 1
Результаты вычисления средней (х), ошибки средней (/л) среднего квадратического отклонения (о) и коэффициента вариации (Си) показателей роста ткачих
Первичные данные роста, см
Результаты обработки
Определение этих величин с помощью микрокалькулятора производится после предварительного набора программы, которая представляет собой последовательность нажатия операционных клавиш В/О, Р, РП, Р2, Р2, I, РЗ, +, РЗ, 1, I, Р4, +, Р4, Р2, Рх2, V, Р5, +, Р5, С/П, РЗ, Рх2, Р4, 1—1, Р5, +' Р6,_Р4,
1, -, Р6, -г-, Р 1/х,РУ, Р7, Р7, Р4, РУ, Р8, РЗ, Р4, н-, С/П (при правильном наборе программы на индикаторе высвечивается комбинация 78 36 42 82), Р, РР.
140,0 153,5 156,0 160,0 161,0
164,0 166,5 141,0 153,5 157,0 160,0 161,5 164,0 145,5 154,0
157,0 160,0 161,5 164,0 147,0
154,0 157,0 160,0 161,5 164,0 148,0 154,0 157,0 160,0 162,0
164,0 149,5 154,0 157,0 160,5
162,0 165,0 150,0 154,5 157,5 160,5 162,0 165,0 150,0 155,0
158,0 160,5 162,0 165,0 150,5
155,0 158,0 131,0 152,0 135,0 151,5 155,0 159,0 161,0 162,0
165,0 152,0 156,0 159,0 161,0
162,0 165,5 152,0 156,0 159,0 161,0 162,0 165,5 152,5 156,0
159,0 161,0 163,0 166,0 153,0
156,0 159,5 161,0 164,0 166,0 156,0 160,0 156,0 160,0 161,0
164,0 164,0 166,0 166,0 151,5
155,0 159,0 161,0 162,0 165,0
«=100 х= 158,5 m=0,54 а=5,48 СУ= = 3,46%
Таблица 2
Результаты вычисления критерия достоверности < по числовым характеристикам вариационных рядов показателей динамической
электрокардиографии (большая выборка)
Показатель До работы Через 4 ч работы Через 7 ч работы <
I И III
п х±т п х ±т п х±т
АМо, % Лх, с 49 ' 49 42,3±1,6 0,2±0,01 37 38 40,4+2,0 0,3±0,02 44 44 36,5±1,6 С,3±0,02 I—11=0,7.4; 1—111=2,56; II—111=1,52 1—11=4,47 1—111=4,47
ческой кардиоинтервалографии (Р. М. Баевский) — АМо (амплитуда моды) в процентах и Дх (разница между максимальным и минимальным значением интервала НИ). Указанные параметры позволяют оценить соотношение активности симпатической и парасимпатической нервной системы. Данные статистической обработки представлены в табл. 2.
Под влиянием производственной нагрузки у молодых водителей грузового автотранспорта на протяжении рабочей смены наблюдается постепенное превышение активности парасимпатической нервной системы над симпатической. Достоверность полученных результатов оценена -с использованием критерия t Стьюдента:
t =
Х1 - Х2
Vm'i + m¡
t-
Хл — х<>
V к-1
_1)а? + («2-1)а
( 1 , 1 )
U ' «2 )
Для автоматического вычисления I в память микрокалькулятора вводятся средние значения и их ошибки путем нажатия следующих клавиш: хх—Р2, х2 — РЗ, Ш! — Р4, т2 — Р5.
После набора программы на индикаторе высвечивается I. В/О, Р, РП, Р2, +, ИЗ, —, Р8, Р4, Рх2, I, Р5, Рха, +, р/, Рб, Р8, га, + , С/Л, Р, РР, В/О, С/П.
Пример 3. Вычисление I для разности между двумя выборочными средними (малые выборки).
У 15 здоровых водителей грузового автотранспорта в •восстановительном периоде (спустя 40—50 мин после окончания рабочей смены) отмечена тенденция к увеличению артериального давления по сравнению с дорабочим уровнем. Значимость различий оценена по критерию I для разности между двумя выборочными средними (малые выборки). Полученные результаты приведены в табл. 3.
Достоверность полученных данных оценивалась с помощью I статистики (Э. Колкот) для разности между двумя выборочными средними (малые выборки):
Программа счета состоит т з двух подпрограмм. Вначале набирается следующая: В/О, Р, РП, Р2, +, РЗ, +, РЗ, Р2, Рх2, Р4, +, Р4, Р5, I, Р6, + , Р6, Р5, Рх2, ¥7, + , Р7, Р2, -К Р5, х, Р8, + , Р8, 1, + , Р2, РО, С/П, Р, РР. Если она набрана правильно, то после нажатия клавиши С/П на индикаторе высвечивается цифровая комбинация: 78 53 21 61.
Нажатие клавиши Р, РР приводит калькулятор в рабочий режим.
Набирается первая варианта вариационного ряда (х) и нажимается клавиша Р2. Затем набирается первая варианта вариационного (у) другого ряда и нажимается клавиша Р5, после этого — клавиши В/О и С/П. Такая последовательность операций продолжается до тех пор, пока не будут набраны попарно все варианты двух вариационных рядов. На индикаторе при нажатии клавиш В/О и С/П высвечивается по единице.
Таблица 3
Расчет критерия достоверности ( для разности между двумя выборочными средними показателями артериального давления у водителей грузового автотранспорта под влиянием производственной нагрузки
Показатель Артериальное давление, мм рт. ст.
систолическое диастоличесхое
до работы после работы до работы после работы
X т а п t Р 108,7 1,9 7,2 15 2, <0, 145,3 1,7 6,4 15 65 05 65,7 1,9 7,5 15 2, <0 73,3 2,3 8,8 15 55 05
1) + (П2— 1)
Предварительно набирается следующая программа: В/О, Р, РП, Р4, I, 1, —, Р6, Рх2, х, Р8, Р5, "К 1, \,¥7, ¥х2, х, Р8, +, Р8, Р4, Р5, +,2, -, П/х, ¥8, х, Р8, Р4, Р1/х, Р5, ГЧ/х, + , Р8, х, ¥\Г, Р1/х, Р8, Р2, з РЗ, —, ¥8, х, Р8, С/П (после правильного набора программы высвечивается цифровая комбинация 78 81 26 85), Р, РР. В память микрокалькулятора вводятся х — Р22, х2 — РЗ, Пх — Р4, п2 — Р5, сгх — Р6, а2 — Р7. Затем нажимаются клавиши В/О, С/П и после обработки на индикаторе высвечивается При вычислении следующего критерия достоверности повторный набор программы не требуется (см. пример 1).
Пример 4. Вычисление коэффициента корреляции г.
Устанавливалась зависимость между ростом и массой тела ткачих в возрасте 30—34 лет (табл. 4).
Коэффициент корреляции рассчитывается по формуле:
_п2 ху — 2 х-2 у_
Г = У [п2 х2 — (2 х)2] [я 2 //2 — (2 у)2\ *
Таблица 4
Результаты определения коэффициента корреляции (/*) между ростом (*) и массой тела (у) у ткачих на малой выборке
X, см У, кг X, см у, кг г
140 47 162 51
148 65 164 54
151,5 63 164 60
153 61 165 70 +0,29
154 65,1 166 59,4
155 54 167 58
156 58 160 56,3
158 61,5 161,5 65
159 57,2 162 58
160 68,1 164 55,5
161 66,7 164 56
161 69,1 166 66
162 61 167 58
162 57 168 66
После нажатия операционной клавиши получается F2-.il, РЗ — 2х; Р4 — 2х2, Р6—2у, Г7 — 2у2, Р8 — 2ху. После этого набирается вторая подпрограмма: В/О, Р, РП, Р2, Р8, х, Р5, РЗ, {, Р6, х, 1-4-, Р5, +, Р5, Р2, Г, Р4, х, F3. Fi2, -, РЗ, Р2, | £7, х, I, Р6, Рх*, -, РЙ, х, Ру, Ь Р5, -г, Р1/х, С/П, Р, РР, В/О, С/П и на индикаторе появляется число, соответствующее коэффициенту корреляции, которое не должно превышать 1.
Оценка корреляции может производиться по схеме приведенной в руководстве А. М. Меркова и Л. Е. По лякова. Для оценки достоверности коэффициента корре ляции набирается следующая программа: В/О, Р, РП, 1 Р2, Рх2, -, РЗ, Ру, Р4, Р2, Р4, С/П, Р, РР. Набирается значение коэффициента корреляции и нажимается клавиша Р2. Затем_набирается ¿число, соот-
ветствующее'п, и нажимается клавиша РЗ, после этого — В/О и С/П. В результате автоматического счета на экране микрокалькулятора высвечивается цифра, показывающая, во сколько раз коэффициент корреляции превышает свою ошибку. Значение последней можно определить, нажав клавишу Р4 (в примере 4—0,17).
В приведенном примере коэффициент корреляции свидетельствует о наличии слабой связи между ростом и массой тела ткачих. Однако его значение недостоверно, поскольку рассчитанное отношение коэффициента корреляции и его ошибки равно 1,73, что значительно меньше 3.
С помощью описанных программ можно легко обрабатывать любые числовые массивы информации, полученной в результате санитарно-гигиенических исследований, и значительно]сократить время статистической обработки материала.
ЛИТЕРАТУРА
Ашмарин И. П., Васильев Н. Н., Амбросов В. А. Быстрые методы статистической^обработки и планирования экспериментов. Л., 1975.
Боевский Р. М. Прогнозирование состояний награни нормы и патологии. М., 1979.
Гублер Е. В. Вычислительные методы анализа и распознавания патологических процессов. Л., 1978.
Каминский Л. С. Статистическая обработка лабораторных'и клинических данных. Л., 1964.
Мерков А. М., Поляков Л. Е. Санитарная статистика. Л., 1974.
Ноткин Е. Л. Статистика в гигиенических исследованиях. М., 1965.
Сепетлиев Д. Статистические методы в научных медицинских исследованиях. М., 1968. Бейли Н. Статистические методы в биологии. М., 1962. Колкот Э. ^Проверка значимости. М., 1978, с. 74.
Поступила 22/1 1 980 г.
Краткие сообщения
УДК 614.777+628.113.1.03]:576.851.49
Кандидаты мед. наук С..В. Андросова и Е. Я- Першин, Т. П. Мацуга, С. П. Карбышева, В. В. Фридман, Л. Г. Савина
РАСПРОСТРАНЕНИЕ САЛЬМОНЕЛЛ В "ОТКРЫТЫХ ВОДОЕМАХ
Филиал Центрального научно-исследовательского института эпидемиологии Министерства здравоохранения СССР, Астрахань
В системе эффективной профилактики острых" кишечных инфекций, связанных преимущественно с водным фактором передачи возбудителей, большое значение имеет исследование воды открытых водоемов на содержание патогенной флоры. Судя по данным литературы (Г. П. Калина; И. А. Вахула), в последнее десятилетие уровень обсемененности вод сальмонеллами и их циркуляции в f природе нарастают в результате подъем? заболеваемости ' сальмонеллезами людей и животных, причем, как полагают эти авторы, значительная роль в выявлении фактов загрязненности сальмонеллами водоемов различного типа принадлежит более усовершенствованным методикам исследования. Наряду с санитарно-микробиологической характеристикой все больше внимания уделяется изучению экологических условий, в которых выживают, а возможно, и репродуцируются' сальмонеллы.
В данном сообщении приводятся основные результаты многолетних круглогодичных наблюдений за состоянием :гидросферы (открытые водоемы проточного типа), из которой удалось выделить 28 штаммов сальмонелл 5 серологических групп: 3 шгамма сальмонелл паратифа В, 1 — S. typhi murium, 1 — группы Е, 1 — S. brandenburg и 22 штамма сальмонелл редких групп (10 — S. minnesota, 1 — S. kirkee, остальные не типированы).
Сальмонелл выделяли как зимой при температуре воды
1 °С, так и летом при 23 °С из воды, разной по химическому составу и степени загрязненности (общая жесткость 7— 17,3°, устраненная — 4—9,2°, рН среды 7,2—8,8, содержание магния от 1 до 98 мг/л, хлоридов 12—51 мг/л, азота аммиака 0,001—0,5 мг/л, азота нитритов 0,001—0,02 мг/л, окисляемость от 2 до 16 мг/л, концентрация растворимого кислорода 6—8 мг/л, БПК6 1—5 мг/л, коли-индекс 240— 46 000, микробное число от 20 до 50 000).
Высокая удельная масса положительных проб (5% от общего числа) свидетельствовала о широком распространении сальмонелл в водоемах дельты Волги, причем их обнаруживали в течение всех сезонов года: зимой — 10,7%, весной —25%, летом —21,4%, осенью — 42,9% от общего количества положительных проб.
Основным местом выделения сальмонелл являлись участки Волги вблизи Астрахани (3,2% положительных проб). В сельских районах области, находящихся вниз по течению Волги и ее рукавов, положительных находок было гораздо меньше (1,8%), в то время как вверх по течению их не обнаружено. На основании серологического сопоставления различных штаммов сальмонелл можно предположить, что протяженность их миграции в условиях Астраханской области достигает по меньшей мере 80— 100 км, т. е. практически до впадения Волги в Каспийское моие.
ЛИТЕРАТУРА
Вахула И. А.— В^кн.: Эпидемиология и профилактика Калина Г. П.— Ж. микробиол., 1977, № 3, с. 15—18.
У кишечных инфекций. Таллин, 1978, С. 61—63. Поступила 24/ХП 1979 г.
1 ■ — 85 —
