CC BY
11
ред. Н. В. Лазарева.— Т. 2: Органические вещества.— М., 1976.
3. Дмитриев М. Т., Зайцева Н. В., Малков В. /О., Уланова Т. С. // Гиг. и сан.— 1989.— № 7,— С. 29—31.
4. Справочник по физико-химическим методам исследования объектов окружающей среды.— Л., 1979.— С. 213.
Поступила 16.10.90
© КОЛЛЕКТИВ АВТОРОВ. 1991 УДК 613.867-07
В. М. Краснопевцев, Е. А. Скоцеляс, А. В. Истомин
К МЕТОДИКЕ ОПРЕДЕЛЕНИЯ УМСТВЕННОЙ РАБОТОСПОСОБНОСТИ УЧАЩИХСЯ СРЕДНИХ
ШКОЛ
Московский НИИ гигиены им. Ф. Ф. Эрисмана
В настоящее время для изучения функционального состояния центральной нервной системы широко используется корректурная проба с кольцами Ландольта с оценкой работоспособности по номограмме [1]. Эта методика рекомендована для унифицированной оценки состояния здоровья и эффективности профилактической витаминизации учащихся средних школ.
Важность медицинского контроля за динамикой состояния здоровья учащихся (в том числе с помощью теста Ландольта) возрастает в связи с намечаемым на 1989- 1995 гг. поэтапным осуществлением профилактической витаминизации в общеобразовательных и специальных школах, школах-интернатах всех типов и профессионально-технических училищах [2].
Однако при использовании данной методики определения работоспособности зрительного анализатора и интерпретации результатов научные работники, гигиенисты, санитарные врачи, педиатры, психологи и другие специалисты практического здравоохранения испытывают ряд неудобств в связи с недостаточным объемом информации в номограмме, что требует проведения дополнительных трудоемких математических расчетов.
С целью устранения указанного недостатка нами на
основании собственного 5-летнего опыта определения умственной работоспособности корректурной пробой Ландольта подготовлены новые графики номограммы (см. рисунок). При их построении, проведении необходимых расчетов использован персональный компьютер типа IBM PS XT (программное обеспечение Cuper Cale 4).
Указанная модификация номограммы по сравнению с известной существенно увеличивает градацию и число данных в шкалах: времени просмотра таблицы (с 90 до 900 с вместо 140—600 с), числа ошибок (от 0 до 60 вместо 0—30), скорости переработки зрительной информации (с 0,2 до 4,0 бит/с вместо 0,4—2,6 бит/с).
Пример расчета: фиксируем время просмотра таблицы с кольцами Ландольта — 300 с (Т=300); определяем число допущенных ошибок — 16 (л=16); от оси ординат, где указано число допущенных ошибок л, проводим прямую, параллельную оси абсцисс, до пересечения с наклонной прямой, значение которой соответствует времени просмотра Т; от точки пересечения опускаем перпендикуляр до оси абсцисс, по которой определяем скорость переработки зрительной информации S. В нашем примере S=l,05 бит/с.
Анализ более 4 тыс. таблиц с кольцами Ландольта. со-
Определение скорости переработки зрительной информации S, бит/с
Время просмотра таблицы Т. с
Число ошибок л
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 26 28 30 32 34 36 38
40
140 145 150 155 160 165 170 175 180 185 190 195 200 205 210 215 220 225 230 235 240 245 250 255 260 265 270
2,56 2,47 2,39 2,31 2,24 2,17 2,11 2,05 1,99 1,94 1,89 1,84 1,79 1,75 1,71 1,67 1,63 1,59 1,56 1,53 1,49 1,46 1,44 1.41 1,38 1,35 1,33
2,52 2,44
2.35 2,28 2,21 2,14 2,08 2,02 1,96 1,91 1,86 1,81 1,77 1,72 1,68 1,64 1,61 1,57 1,54 1,50 1.47 1,44 1,41 1,38
1.36 1,33 1,31
2,48 2,40 2,32 2.24 2.17 2.11 2.04 1.99 1.93 1 88 1.83 1.78 1.74 1,70 1.65 1,62 1,58 1.54 1,51 1,48 1,45 1.42 1,39 1,36 1.34 1,31 1,29
2,40 2,32
2.24 2,17 2,10 2,04 1,98 1,92 1,87 1,82 1,77 1,72 1,68 1,64 1,60 1,56 1,53 1,49 1,46 1,43 1,40 1,37 1,35 1,32 1,29 1,27
1.25
2,36 2,32 2,28 2,24
2,20 2,13 2,07 2,00 1,95 1,89 1,84 1,79 1,74 1,70 1,65 1,61 1,57 1,54 1,50 1,47 1,44 1,41 1,38 1,35 1,32 1,30 2,27 1,25 1,22
2,17 2,10 2,03 1,97 1,91 1,86 1,81 1,76 1,71 1,67 1,63 1,59 1,55 1,51 1,48 1,44 1,41 1,38 1,35 1,33 1,30 1,27 1,25 1,23 1,20
2,28 2,20 2,13 2,06 2,00 1,94 1,87 1,83 1,77 1,73 1,68 1,64 1,60 1,56 1,52 1,49 1,45 1,42 1,39 1,36 1,33 1,30 1,28 1,25 1,23 1,21 1,18
24 16 0!) 02 96 90 85 79 74 70 65 61 57 53 50 46 43 39 36 34 31 28 26 23 21 18 16
2,20
2.13 2,06 1,99 1,93 1,87 1,81 1,76 1,71 1,67 1,62 1,58 1,54 1,50 1,47 1,43 1,40 1,37 1,34 1,31 1,28 1,26 1,23 1,21 1,19 1,16
1.14
2,16 2,09 2,02 1,95 1,89 1,83 1,78 1,73 1,68 1,64 1,59 1,55 1,51 1,48 1,44 1,41 1,38 1,35 1,32 1,29 1,26 1,24 1,21 1,19 1,16 1,14 1,12
2,12 2,05 1,98 1,92 1,86 1,80 1,75 1,70 1,65 1,61 1,56 1,52 1,49 1,45 1,41 1,38 1,35 1,32 1,29 1,26 1,24 1,21 1,19 1,16 1,14 1,12 1,10
2,08 2,01 1,94 1,88 1,82 1,77 1,71 1,67 1,62 1,58 1,53 1,49 1,46 1,42 1,39 1,36 1,32 1,30 1,27 1,24 1,21 1,19 1,17 1,14 1,12 1,10 1,08
2,04 1,97 1,91 1,84 1,79 1,73 1,68 1,63 1,59 1,54 1,50 1,47 1,43 1,39 1,36 1,33 1,30 1,27 1,24 1,22
2,00 1,93 1,87 1,81 1,75 1,70 1,65 1,60 1,56 1,51 1,48 1,44 1,40 1,37 1,33 1,30 1,27 1,25 1,22 1,19 1,17 1,14 1,12 1,10 1,08 1,06 1,04
1,96 1,89 1,83 1,77 1,72 1,66 1,62 1,57 1,53 1,48 1,45 1,41 1,37 1,34 1,31 1,28 1,25 1,22 1,19 1,17 1,14 1,12 1,10 1,06 1,05 1,04 1,02
1,92 1,85 1,79 1,74 1,68 1,63 1,58 1,54 1,49 1,45 1,42 1,38 1,34 1,31 1,28 1,25 1,22 1,20 1,17 1,14 1,12 1,10 1,06 1,05 1,03 1,01 1,00
1,88 1,82 1,76 1,70 1,65 1,60 1,55 1,50 1,46 1,42 1,39 1,35 1,32 1,28 1,25 1,22 1,20 1,17 1,14 1,12 1,10 1,07 1,05 1,03 1,01 0,99 0,98
1,84 1,78 1,72 1,66 1,61 1,56 1,52 1,47 1,43 1,39 1,36 1,32 1,29 1,26 1,23 1,20 1,17 1,15 1,12 1,10 1,07 1,05 1,03 1,01 0,99 0,97 0,95
1,80 1,74 1,68 1,63 1,58 1,53 1,48 1,44 1,40 1,36 1,33 1,29 1,26 1,23 1,20 1,17 1,15 1,12 1,10 1,07 1,05 1,03 1,01 0,59 0,97 0,95 0,93
1,76 1,70 1,64 1,59 1,54 1,49 1,45 1,41 1,37 1,33 1,30 1,26 1,23 1,20 1,17 1,15 1,12 1,10 1,07 1,05 1,03 1,01 0,99; 0,97 0,95 . 0,93 0,91
Номограмма для определения скорости переработки зрительной информации.
По осям абсцисс — верхней — время Т (от 90 до 900 с), нижней — скорость переработки зрительной информации Б (от 0,21 до 3.99 бит/с). Выделенная часть номограммы с параметрами: Т= 140—270 с, л=0—40 ошибок представлена в увеличенном масштабе в таблице; по оси ординат — число ошибок п (от 0
до 60).
бранных в различных контингентах учащейся молодежи, позволил установить следующие величины уровня работоспособности (в бит/с): у мальчиков 11 —12 лет (923 человека) — 1,32 (пределы колебаний 0,50—2,25), у девочек 11 — 12 лет (844 человека) — 1,29 (от 0,50 до 2,46), у юношей 14—15 лет (869 человека) — 1,36 (от 0,55 до 2,48), у девушек 14—15 лет
(864 человека) — 1,40 (от 0,56 до 2,35), у юношей 15—17 лет (651 человек) — 1,46 (от 0,50 до 2,30).
В ходе исследований установлено также, что время просмотра корректурной таблицы у 90,1 % обследуемых составляло от 140 до 270 с, а число ошибок от 0 до 40 наблюдалось у 93,2 % лиц. Полученные результаты показывают необходимость более точного расчета скорости переработки зрительной информации в указанных интервалах величин, поскольку использование номограммы в отдельных случаях приводит к погрешности определения порядка ±0,1 бит/с (±7 %).
В этой связи в диапазоне указанных величин (Т=140— 270 с; я=0—40 ошибок) проведен расчет величин скорости переработки зрительной информации в увеличенном по сравнению с номограммой масштабе (Т=5 с), что позволяет значительно (до ±0,01 бит/с) повысить точность определения умственной работоспособности (см. таблицу).
Таким образом, предложенный нами модифицированный вариант номограммы позволяет экономить время, исключая дополнительные трудоемкие расчеты, повышать точность определения и унифицировать процесс обработки результатов исследования умственной работоспособности корректурной пробой с кольцами Ландольта.
Литература
1. Оценка эффективности профилактической витаминизации учащихся средних школ: Метод, рекомендации / Сост. Кондратьева И. И. и др.— М., 1987.
2. Спиричев В. Б. // Питание: здоровье и болезнь,— М., 1990,— С. 198—199.
Поступила 25.12.90
© И. Д. ТАШКЕР, 1991
УДК 613.1/.8-07 + 614.3/.7-07|:519.22/.25
И. Д. Ташкер
О СТАТИСТИЧЕСКИХ КРИТЕРИЯХ И ИХ ИСПОЛЬЗОВАНИИ ПРИ ГИГИЕНИЧЕСКОМ
КОНТРОЛЕ
Киевский НИИ гигиены труда и профзаболеваний
Для успешного применения статистических методов необходимо, чтобы определяемые случайные величины обладали статистической устойчивостью и соответствовали предпосылкам, положенным в основу применяемого метода анализа [2, 9].
Статистическую гипотезу формулируют таким образом, что она может быть истинной либо ложной. Одновременно с основной, или нулевой, гипотезой (Я0) желательно рассматривать одну или несколько альтернативных (#А). В процессе проверки гипотез по имеющимся данным вычисляют величину критерия, для которого известно распределение вероятностей появления различных значений при справедливости проверяемой гипотезы. В зависимости от результата основную гипотезу отклоняют, если полученное значение критерия оказалось маловероятным, и ссответственно принимают альтернативную гипотезу или не отклоняют и обычно принимают ее как правдоподобное, не отвергнутое, хотя и не подтвержденное исследованием положение.
Решение будет правильным, если отклонена ложная и принята истинная гипотеза. Отклонение истинной Я0 (и принятие ложной ЯА) называют ошибкой I рода, а решение не отклонять ■ложную Но (и отклонить истинную Яд) — ошибкой И рода. Вероятность ошибки I рода называют уровнем значимости критерия и обозначают буквой а. Вероятность ошибки II рода обозначают буквой (3, а величину 1—р, т. е. вероятность отклонения Но в случае истинности Яд, называют мощностью критерия. Иногда при использовании двустороннего критерия принятие ложной Я о связывают с ошибками II и III рода и их вероятностями р и v [4]. Критические уровни а и ¡3, при которых отклоняются соответственно Я0 или Яд, обычно устанавливают на стадии планирования исследований.
Процедура статистической проверки направлена на отклонение, а не доказательство проверяемой гипотезы. Традиционно в качестве основной рассматривают гипотезу об отсутствии предполагаемого влияния фактора и критический уровень а принимают равным 5 % (0,05), реже 1 или 10 %. Эта традиция позволяет унифицировать правила проверки гипотез и представить контрольные величины критерия в виде компактных таблиц. Однако указанная формулировка Я0 и нижние уровни вероятности ее ошибочного отклонения не универсальны. Они предложены для ситуаций, в которых последствия проведения мероприятий по использованию или ослаблению влияния, ошибочно признанного существенным (допустимая вероятность этой ошибки равна а), серьезнее последствий ошибочного решения игнорировать реальное влияние изучаемого фактора. Но последствия решений, выносимых на разных этапах исследования, могут быть различными, что оправдывает применение нескольких, в том числе и нетрадиционных, уровней значимости [9).
Основные типы статистических гипотез и правила их проверки систематизированы [1, 3]. В гигиенических исследованиях, как правило, ограничиваются проверкой одной гипотезы и потому учитывают только ошибку I рода. Наиболее часто применяют /-критерий Стьюдента, определяя эмпирическое значение критерия по формуле вида 5, где и <?э — эмпириче-
ски найденные по анализируемым данным величины /-критерия и параметра <3, характеризующего изучаемое явление, ^ — характеристика случайной вариабельности величины параметра С).
Параметром <3 может быть Ду — разность между средними значениями показателя у в опытной и контрольной группах,
