CC BY
5
вызывая деструктивные изменения в клетках культуры (рис. 1). Более выраженный эффект выявлен при воздействии ГМД, порог общетоксического действия которого оказался равным 0,039 мг/мл; в то же время аналогичный показатель при воздействии КПИ-14 составляет 0,15625 мг/мл. Оба препарата нарушают биосинтез РНК, поражая цитоплазму (снижается общее содержание РНК и появляются гранулы, содержащие двуспиральную РНК); оба препарата нарушают биосинтез ДНК, вызывая фазное изменение содержания при введении 500 (530) 550 воо \650700750hm уменьшающихся доз пре-
парата с коэффициентом
Рис. 2. Спектры люминесценции РНК-АО (а) и разведения 2 и увеличе-ДНК-АО (б) комплексов клеток контрольных культур. . ние относительного количества расплетенных участков ДНК; кроме того, ГМД воздействует на геном клетки, изменяя коэффициент а (рис. 2).
Изложенные выше общие предпосылки к применению цитоспектрофлюо-риметрии, опыт проведения экспериментальных исследований и анализ полученных результатов позволяют считать, что рекомендуемый метод дает возможность определять сравнительную токсичность исследуемых веществ в весьма низких концентрациях для быстрой первичной оценки токсичности новых химических соединений.
ЛИТЕРАТУРА. ГомелауриЛ. 3., Бахуташвили В. И.— «Гиг. и сан.», 1971, № 12, с. 61—63. — Григорьева Л. В., Корчак Г. И., Г у д з и н а Г. Д. — Там же, 1974, №3, с. 93—95. — Е р м о л о в а О. Б., 3 а к А. Ф.— «Антибиотики», 1972, № 7, с. 598.— Мор гуноваЯ- И., Брит И. С.— В кн.: Биология злокачественного роста, диагностика и лечение опухолей. Киев, 1968, с. 78—80. — Они же. — В кн.: Канцерогенез, методы диагностики и лечения опухолей. Киев, 1968, с. 66—67. — Пирс Э. Гистохимия. М., 1962, с. 850—851. -Rig-ler R. J.—«Acta physiol. scand.», 1966, v. 67, p. 267.
Поступила 7/X 1975 r.
УДК 612.015.3-08:612.39 + 613.2-07:6 12.01S.3
H. С. Железнякова, A.A. Муромцева
МАТЕМАТИЧЕСКАЯ ОБРАБОТКА И АНАЛИЗ РЕЗУЛЬТАТОВ ИССЛЕДОВАНИЯ ОБМЕНА ВЕЩЕСТВ В СВЯЗИ С ПИТАНИЕМ
Одесский медицинский институт
Эффективность углубленного медицинского контроля в значительной мере определяется целенаправленным использованием математической обработки и анализа результатов биохимических исследований продуктов обмена веществ. В задачу работы входило выяснение некоторых вопросов,
возникающих при статистической обработке и анализе результатов исследований, произведенных с целью изучения состояния обмена веществ у детей, питающихся в школе-интернате.
В качестве показателей состояния обменных процессов применены часовой диурез (в миллилитрах в час), выделение почками утром натощак общего азота и витамина С (в миллиграммах в час). При группировке результатов исследований возник вопрос, надо ли учитывать варьирование величин часового диуреза в зависимости от индивидуальных особенностей состояния обмена веществ. Мы анализировали надлежащие параметры вариационного ряда величин часового диуреза, полученные при обследовании 46 детей младшего школьного возраста. В таком возрасте в меньшей мере сказываются половые особенности основного обмена.
Вариабельность величин часового диуреза сначала оценивали по эмпирическому распределению вариант, размаху вариации и медиане (1, 2, 3, 4). Эмпирическое распределение вариант было: 10 22 32 41 51. В верхнем ряду даны точки деления вариационного 0 26 37 41 45 ряда, в нижнем — количество вариант, находящихся «левее» точки деления. Величины диуреза приведены с точностью до 1 мл. При вычислении типических параметров указывались и десятые доли миллилитра. Размах вариации 51—12=39, медиана = 19 мл/ч. Объем выборки — 46. Приведенные данные, определяемые по упорядоченному ряду, указывают на значительную асимметрию. Так, в первом интервале находилось более половины всех вариант, во втором — 11, в третьем и четвертом — по 4.
Известно, что мерой скошенности рядов распределения служит коэффициент асимметрии:
А» =-по»-'
который представляет центральный момент 3-й степени, отнесенный к величине среднего квадрэтического отклонения, возведенного в 3-ю степень. При совершенно симметричных распределениях он равен 0. Асимметрия считается незначительной, если при Л,>0,5 скошенность распре-
деления оказывается уже выраженной (Г. Ф. Лакин). Пользуясь указанной формулой, где 2 — знак суммирования; р — частота отдельных вариант; х( — частная средняя; х — средняя арифметическая; п — объем выборки; о — среднее квадратическое отклонение, мы определяли коэффициент асимметрии изучаемого ряда. Он казался равным 0,38 и свидетельствовал о совмещении в одном ряду качественно различных совокупностей часового диуреза.
В медицинской трактовке такой математический вывод дает основание предполагать у части обследованных детей отклонения показателей водно-солевого обмена от физиологического уровня.
В связи с этим из первоначального ряда величин диуреза выделили 2. Ориентировочно определили максимальную варианту выделяемого ряда на основе свойств симметричного. В симметричном ряду медиана (Ме) равна средней арифметической (х). Разность между максимальной вариантой (макс) и медианой равна разности между медианой и минимальной вариантой (мин). Отсюда, макс — Ме=Ме — мин или макс=2 Ме—мин. Подставив известные нам величины Ме и мин, находим 38—12=26. Поскольку ряд выраженно скошен «вправо», на что указывает коэффициент асимметрии 0,38, искомая максимальная варианта будет меньше 26, а медиана — меньше 19. Находим в ряду варианту и медиану, которые наиболее полно соответствовали равенству макс — Ме = Ме — мин. Такому требованию отвечала варианта 22,9 при Ме=17,4 и *=17,3. Разность макс — х=22,9—17,3, а х — мин = 17,3—11,6. Такая близость полученных разностей (5,6<5,7) может быть показателем незначительной асимметрии выделенного ряда. Действительно, коэффициент асимметрии оказался равным —0,11.
Распределение вариант в выделенном ряду и его параметры таковы:
11,6 14,4 17,2 20,0 22,9 0 6 14 26 30
х — т = 17,3 ± 0,57; ст = 3,2; Ме=17,4; Д, = — 0,11; п = 31.
Оставшаяся часть первоначального ряда — 23,6 25,4 26,2 26,8 29,0 30,3 31,7 34,4 37,0 39,1 40,6 46,5 47,0 49,3 50,7. Применив указанный выше способ выделения однородной совокупности величин диуреза для оставшейся части первоначального ряда, мы получили еще два:
23,6 25,4 26,2 26,8 29,0 30,3 31,7 34,4 37,0 39,1 40,6 46,5 47,0 49,3 50,7
Таким образом, из одного первоначального ряда часового диуреза
получили 3 допустимо асимметричных. Типические параметры их следующие:
ряд х ± т ст As п
I 17,3±0,57 3,2 —0,11 31
II 26,7±1,12 2,9 0,08 7
III 43,1±2,18 6,1 —0,10 8
Пользуясь критерием Стьюдента, математически оценивали различие средних. Для этого определяли критерий значимости t = ~~ ; m раз-
/71 р 33 Н ОСТИ
ности = ]Ап^ + /л2 , где и т2 — ошибки сравниваемых средних. Произ-
27 б_17 3
ведя указанные действия, получили—' i 26 ' = 8,17.В таблице(Г.Ф. Лас-
кин) для 3 уровней значимости (Р) 0,05 0,01 0,001 приведены значения Т с учетом степеней свободы (к). Поскольку ¿=8,17, различие средних в высокой степени достоверно (А<0,001).
Пользуясь той же таблицей (Г. Ф. Лакин), определяли доверительные интервалы для средних 2-го и 3-го рядов. При 6 степенях свободы и уровне значимости 0,01 t—3,71. Помножив его на ошибку средней т2, получим 3,71 х±1,12= ±4,2. Прибавив это число к хг, получим доверительные границы 23,4—31,8. Таким же способом находим доверительные границы 3-го ряда, а именно 35,5—50,7. Сопоставив верхнюю доверительную границу 2-го ряда (31,8) с нижней 3-го ряда (35,5), отметили, что последняя лежит вне пределов доверительных границ 2-го ряда. Следовательно, различие средних указанных рядов существенно (Р<0,01).
Итак, математически доказано, что у большинства детей (31 из 46) потери воды с мочой наименьшие, наиболее экономные для организма. Поэтому фон часового диуреза в пределах 17,3±6,4 (х±2а) закономерно считать физиологической нормой для детей младшего школьного возраста, пребывающих в школе-интернате с ее режимом и регламентированным питанием. Измененный фон диуреза, ограниченный пределами 27,6±5,8 (хг±2 а), свидетельствует о появлении отклонений диуреза от нормы и необходимости соответствующих профилактических мер у детей с такими отклонениями. Этот фон диуреза обозначен как отклонения I степени. Еще большего внимания заслуживают дети с изменениями диуреза 11 степени — в нашем примере с фоном диуреза, характеризуемым пределами 43,1± ±12,2 мл/ч.
Математическим подтверждением профилактической весомости указанных выше практических выводов могут служить данные, приведенные в таблице. Группировка показателей выделения общего азота и витамина С произведена с учетом фона диуреза, а типические параметры определены для рядов с наименьшими коэффициентами асимметрии.
При нормальном диурезе (см. таблицу) у 4 детей из 31 отмечено высокое выделение витамина С и общего азота, значительно превышающее физиологический фон (0,36±0,18 и 164±70 мг/ч). Последнее отражает
Вариабельность показателей выделения общего азота и витамина С в зависимости от фона
часового диуреза
Физиологическая оценка диуреза Диурез (в мл/ч) х±2а Общий азот (в мг/ч) Витамин С (в мг/ч)
*± m о п х ± т о п
Норма 11—23 164—7 35 0,22 25 0,36^:0,02 0,09 0,08 27
248=!= 12 28 0,23 6 1,20^:0,16 0,33 0,09 4
Отклонения
I степени 24—33 184—6 14 0,05 6 0,33=t0,04 0,09 0,17 7
Отклонения
II степени 34—51 198—6 17 0,29 7 0,29^0,03 0,06 0,20 6
первоначальную адаптационную реакцию организма на избыточное потребление витамина С.
У детей с измененным диурезом I степени выделение общего азота
20 \
достоверно увеличилось (184—164 =20 мг/ч; t = -д- = 2,2; Р<0,05 . Выделение витамина С не претерпело существенных изменений (Р > 0,05). Однако процентная квота выделенного витамина по отношению к общему
/0,33x100 0,36x100 лю^лооч г*
азоту несколько снизилась ]g4—< )64—, или 0,18<0,22). Снижение квоты может служить сигналом изменения активности окислительно-восстановительных процессов, в которых участвует витамин С (Н. С. Же-лезнякова и соавт.).
У детей с измененным диурезом II степени выделение общего азота оставалось таким же, как и при изменении диуреза I степени (198—184 = = 14 мг/ч; Р>0,05). Выделение витамина С существенно не изменилось (Р>0,05). Однако квота выделенного витамина к общему азоту еще более
/0,29x100 \
понизилась 198— = 0,15; 0,15 < 0,18 .
Приведенный выше математический анализ результатов статистической обработки биохимических показателей обменных реакций у 46 детей в связи с питанием позволил отметить ряд закономерностей, имеющих как теоретическое, так и практическое значение.
Выводы
Часовой диурез — один из показателей водно-солевого обмена — значительно варьирует в связи с питанием. Поэтому группировку других биохимических признаков необходимо производить по однородным совокупностям часового диуреза.
Выделение однородных совокупностей биохимических признаков производится на основе коэффициента асимметрии.
Анализ типических параметров, полученных для допустимо асимметричных рядов, позволяет отразить состояние уровня обмена веществ в условиях основного обмена и, что особенно важно, обнаружить начальные отклонения показателей от физиологического фона.
Схема группировки с учетом диуреза позволяет выявить пограничные показатели, выходящие за пределы х±2 а. В эти пределы включаются все варианты симметричного ряда,
ЛИТЕРАТУРА. АшмаринИ. П., Васильев H.H., Амбро-с о в В. А. Быстрые методы статистической обработки и планирование экспериментов. Л., 1975. — Л а к и н Г. Ф. Биометрия. М., 1973.
Поступила 30/XII 1975 г.
