Математичне моделювання показників кардіоінтервалографії в здорових дівчат з гіпокінетичним типом гемодинаміки Текст научной статьи по специальности «Клиническая медицина»

регенерации большеберцовой кости. Изучали строение почек половозрелых крыс. В исследуемых тканях почек наиболее выразительны изменения наблюдаются на последних сроках наблюдения (21 сутки) и характеризуются увеличением размеров структурных елементов почки, нарушением архиотектоники и выраженными изменениями микроциркуляции исследуемого органа.

Ключевые слова: почки, дегидратация, посттравматическая регенерация.

Стаття иадшшла 7.10.2014 р.

renal glomeruli. Renal vessels at all levels are full of blood, arterioles are in a state of spasm. Conclusions. Overall, in terms of cellular dehydratation frank changes in parenchymal organs occur on the 14th day. Thus, morphological changes of kidneys while microscopic examination occur in reducing the content of blood, ischemia of tissue, with increasing time of observation, on the background of arteriospasm of inrarenal vessels thinning of renal capsule and the fluctuation of the size of renal capsules to the big.

Key words: kidneys, dehydratation, posttraumatic regeneration.

Рецензент Старченко I.I.

УДК 159.938:612.13-053.6

МАТЕМАТИЧНЕ МОДЕЛЮВАННЯ ПОКАЗНИК1В КАРДЮШТЕРВАЛОГРАФП В ЗДОРОВИХ Д1ВЧАТ З Г1ПОК1НЕТИЧНИМ ТИПОМ ГЕМОДИНАМ1КИ

В стата описан математичш моделi показниюв кардюштервалографп в здорових дiвчат юнацького вку з ппоюнетичним типом гемодинамжи на 0CH0Bi урахування i'x антропометричних, соматотиполопчних показниюв та показниюв компонентного складу маси тша. Змодельовано 15 з 17 дослщжуваних показниюв кардюштервалографп, в тому чи^ 9 моделей показниюв, яю залежать вщ сумарного комплексу антропометричних та соматотиполопчних характеристик оргашзму бшьше, шж на 50% - для показниюв PNN50, AMo, Max, Min, ВАР (варiацiйний розмах R-R штервалу), VLF, LF, HF, LF/HF з R2 вщ 50,4 % до 86,2 %. Найвища точнiсть опису ознаки в моделях встановлена для групи спектральних показниюв варiабельностi серцевого ритму (R2 вщ 66,1 % до 79,8 %), а найменша - для показникiв вегетативного гомеостазу за методом Баевського (R2 вiд 9,9 % до 41,4 %).

Ключов! слова: здоров1 д1вчата, гемодинамжа, антропометричш показники, соматотип.

Робота е фрагментом НДР «Розробка нормативных критерйв здоров 'я рiзних вжових та статевих груп населення (юнацький вж, серцево-судинна система)», номер держреестраци: 0109и005544.

Анатз вар1абельност1 серцевого ритму (ВСР) базусться на вивченш серцевого ритму з наступною його математичною обробкою i е одним з основних метод1в юльюсного дослщження фуикцiоиальиого стану вегетативно! нервово! системи. Цей метод використовуеться не тшьки для визначення рiвня здоров'я населення, але й з метою дiагностики та прогнозування виникнення i перебпу цiлого ряду захворювань, насамперед - захворювань серцево-судинно! системи, якi в розвинутих кра!нах посiдають провiдие мюце в структурi захворюваиостi та смертносп населення [2, 6]. В той же час, переважиа бшьшють викоиаиих дослщжень та клiиiчиих спостережеиь присвячеш визиачеиию показиикiв кардiоiитервалограми в хворих людей [8, 11, 14], а масштабних популяцшних дослiджеиь иа здоровому контингент населения для встаиовлеиия меж иорми таких показниюв в групах ошб рiзних за вiком, статтю, регiоиами проживания, рiзиих коиституцiоиальиих тишв, практично ие проводилося.

Тiльки в останиш час з'явилися розробки та науковi публшацп, присвячеиi визиачеиию кардiоiитервалографiчиих показиикiв в иормi, в здорових ошб, !х зв'язку з показииками морфолопчно! коиституцi!, так само, як i ие чисельиi публiкацi! з математичного моделюваиия иалежиих показникiв кардюштервалографп. Але, щ розробки стосуються, в основному, хлопчиюв i дiвчаток шдл^кового вiку [4, 12]. В той же час проблема математичного моделюваиия кардiоiнтервалографiчних показниюв в ошб юнацького вшу, вшу, який е багато в чому визначальним у формуванш здоров'я населення та його репродуктивно! здатносп, залишаеться не вивченою. Поодиною дослiдження показникiв кардiоiнтервалографi! у здорових юнаюв i дiвчат довели роль морфолопчно! складово! конституцi!' i необхщшсть урахування соматотипу у визначеннi нормативних кардiоiнтервалографiчних показник1в [9, 10]. Зважаючи на те, що не тшьки морфолопчна складова е вiдображенням конституцюнально! неоднорiдностi, постала необхiднiсть у визначенш та математичному моделюваннi иалежиих показниюв кардюштервалографп не тшьки в ошб рiзних типiв морфологiчно! конституцi!, але й рiзних груп за фiзiологiчною складовою загально! конституцi!, зокрема в ошб рiзних типiв гемодинамiки.

Метою роботи було розробити математичш моделi иалежиих кардiоiнтервалографiчних показникiв в здорових дiвчат юнацького вiку з ппоюнетичним типом гемодинамши.

Матерiал та методи дослщження. На базi науково-дослiдного центру Вшницького нацiонального медичного унiверситету iменi М.1. Пирогова проведено комплексне ктшко-

лабораторне, психогшешчне, психофiзiологiчне i антропо-генетичне обстеження мюького населення Подiлля юнацького вшу. В результат було вiдiбрано 129 здорових дiвчат вiком вiд 16 до 20 роюв. У здорових дiвчат визначали тип гемодинамiки, проводили антропометричш та соматотипологiчнi вимiрювання.

Реовазографiчнi та кардiоiнтервалографiчнi дослiдження проводили з використанням кардiологiчного комп'ютерного дiагностичного комплексу в горизонтальному положенш пацieнта, у примщенш з температурою повiтря 20-22°С, тсля адаптацп до навколишнiх умов впродовж 1015 хвилин [5]. Реестрували криву тетраполярно! грудно! реограми, фонокардюграму, електрокардiограмy i пневмограму.

Цифровi значення ударного та хвилинного об'емiв кровi визначали методом тетраполярно! грудно! реографи. Тетраполярну грудну реограму реестрували впродовж 15 секунд синхронно з ФКГ i ЕКГ перед реестращею ритмограми для визначення типу гемодинамiки. Тип кровообпу встановлювали за значенням серцевого iндексy [6]. Аналiз даних серцевого ритму проводили за допомогою комп'ютерно! програми кардiологiчного дiагностичного комплексу [7].

В результат обробки одержаних результата оцшювали показники варiацiйно! пульсометра, статистичш i спектральнi показники ВСР зпдно з рекомендацiями Свропейсько! та Ившчноамерикансько! кардiологiчно! асоцiацi! (1996). Визначали наступш показники варiацiйно! пульсометра: середне значення R-R штервалу (NNM, мс); моду (Мо, мс) - значення R-R штервалу, що найбiльш часто зyстрiчаеться (вiдповiдае максимуму гiстограми); амплiтyдy моди (АМо, %) -число R-R iнтервалiв, що вщповщають значенню моди, в % до об'ему вибiрки; мшмальний R-R iнтервал (Min, мс); максимальний R-R штервал (Max, мс); варiацiйний розмах R-R iнтервалiв (ВАР, мс), як рiзницю мiж Max i Min. Серед статистичних показниюв ВСР визначали: стандартне вiдхилення тривалост нормальних R-R iнтервалiв (SDNN, мс); квадратний коршь iз суми квадрата рiзницi величин послiдовних пар нормальних R-R iнтервалiв (RMSSD, мс); вщсоток кiлькостi пар послiдовних нормальних R-R iнтервалiв, що вiдрiзняються бiльш шж на 50 мс вiд загально! кiлькостi послiдовних пар iнтервалiв (PNN50, %).

За формулами розраховували показники оцшки вегетативного гомеостазу за методом Баевського: шдекс вегетативно! рiвноваги (1ВР = АМо / ВАР); i^^^ напруги регуляторних систем (1Н = АМо / (2 х ВАР х Мо)); вегетативний показник ритму (ВПР = 1 / (Мо х ВАР)).

Щд час проведення спектрального аналiзy варiабельностi серцевого ритму весь спектр розбивали на загальноприйнят частотш дiапазони: низькочастотний (VLF, 0,003-0,04 Гц), середньочастотний (LF, 0,04-0,15 Гц) та високочастотний (HF, 0,15-0,4 Гц). Визначали сумарну потужшсть запису в ушх дiапазонах (FO) та показник вщношення потужностей в дiапазонах низьких i високих частот (LF/HF). У результат було вiдiбрано 19 практично здорових дiвчат юнацького вiкy з гшокшетичним типом кровообiгy, яким провели антропометричне обстеження за В.В. Бунаком [1]. Визначення абсолютно! кшькост жирового, юсткового i м'язового компонентiв маси тша розраховували за формулами J. Matiegka [15]. Оцiнкy соматотипу проводили за математичною схемою J. Carter i B. Heath [13].

Побудова регресшних моделей кардiоiнтервалографiчних показникiв в залежност вiд антропометричних i соматотиполопчних показникiв у практично здорових дiвчат з гiпокiнетичним типом гемодинамiки проведена в пакет "STATISTICA 5.5" (належить ЦН1Т ВНМУ iм. М.1. Пирогова, лщензшний № AXXR910A374605FA) з використанням методу покрокового регресшного аналiзy.

Результати дослщження та ix обговорення. В результат проведених дослiджень нами розроблеш математичнi моделi для переважно! бшьшоси показникiв кардiоiнтервалографi! в здорових дiвчат з гiпокiнетичним типом гемодинамiки. Слщ зазначити, що не вдалося побудувати моделi тiльки стосовно 2 з 17 показниюв, якi вивчалися: для показника середньоквадратичного вiдхилення нормальних R-R iнтервалiв (SDNN), який вiдноситься до групи статистичних показниюв варiабельностi серцевого ритму та показника сумарно! потужносп запису в yсiх дiапазонах (FO), який вщноситься до групи спектральних показникiв варiабельностi серцевого ритму. Моделi показникiв кардiоiнтервалографi! в здорових дiвчат з гiпокiнетичним типом гемодинамiки мають вигляд наступних лiнiйних рiвнянь: PNN50 (коефiцiент детермiнацi! R2=61,3 %) = 0,662 - 3,778 X поперечний середньогрудинний розмiр - 3,898 X ширину дистального епiфiза правого передплiччя + 3,157 X кiстковy маса тша за Матейко + 3,041 X обхват ши! - 2,380 X товщину шюрно-жирово! складки тд лопаткою - 2,642 X площу поверхнi тiла + 2,505 X мiжвертлюговий розмiр таза; RMSSD (R2 = 21,5 %) = 204,6 - 96,65 X ширину дистального епiфiза лiвого плеча + 73,22 X ширину дистального епiфiза правого плеча; Мо (R2 = 31,2 %) = 0,589 -

0,057 X товщину шюрно-жирово! складки на переднш поверхш плеча + 0,025 X саптальний po3Mip грудно! клiтки + 0,044 X товщину шюрно-жирово! складки на грудях; АМо (R2 = 70,6 %) = 88,40 -2,405 X товщину шюрно-жирово! складки на гомшщ - 0,740 X висоту надгрудинно! точки + 1,002 X висоту пальцьово! точки + 0,645 X обхват трудно! клики на видиху - 4,732 X обхват ши! + 13,23 X ширину дистального епiфiза правого передптччя + 0,698 X масу тша; NNM (R2 = 42,7 %) = 0,652 -0,048 X товщину шюрно-жирово! складки на переднш поверхш плеча + 0,026 X саптальний розмiр трудно! клики + 0,047 X товщину шюрно-жирово! складки на грудях - 0,005 X силу стискання право! кистц Мах (R2 = 50,4 %) = 0,273 - 0,059 X поперечний середньогрудинний розмiр + 0,085 X товщину шюрно-жирово! складки на грудях - 0,031 X товщину шюрно-жирово! складки на заднш поверхш плеча + 0,022 X саптальний розмiр грудно! клики + 0,082 X ширину дистального епiфiза правого передплiччя + 9,206 X ширину дистального епiфiза лiвого стегна; Min (R2 = 75,6 %) = 2,228 - 0,053 X поперечний середньогрудинний розмiр + 0,024 X саптальний розмiр грудно! клики

- 0,012 X товщину шюрно-жирово! складки на гомшщ - 0,038 X мiжвертлюговий розмiр таза -0,040 X обхват передплiччя у верхнш третиш + 0,025 X м'язову масу тша за Матейко + 0,033 X обхват шш; ВАР (R2 = 75,6 %) = 1,128 + 0,280 X ектоморфний компонент соматотипу + 0,067 X обхват передплiччя у верхнш третиш + 0,029 X обхват стегна - 6,031 X площу поверхш тша + 0,097 X масу тша + 0,026 X поперечний середньогрудинний розмiр - 0,013 X обхват грудно! клики в спокшному сташ; 1ВР (R2 = 41,4 %) = 997,8 - 29,56 X обхват передплiччя у верхнш третиш + 4,492 X масу тша - 23,10 X мiжвертлюговий розмiр таза + 10,44 X м'язову масу тша за Матейко; ВПР (R2 = 15,2 %) = 8,955 - 0,425 X ектоморфний компонент соматотипу - 0,188 X обхват гомшки у нижнш третиш; И (R2 = 9,9 %) = -126 + 22,72 X ширину дистального епiфiза правого стегна; VLF (R2 = 79,8 %) = -9093,3 - 423,0 X обхват грудно! клики на видиху + 544,9 X мiжвертлюговий розмiр таза + 4703,6 X ширину дистального епiфiза лiвого плеча - 1075,0 X юсткову масу тша за Матейко + 557,8 X обхват стегна - 573,2 X обхват гомшки у верхнш третиш; LF (R2 = 66,4 %) = 1461,4 + 169,1 X товщину шюрно-жирово! складки на стегш - 179,1 X обхват грудно! клггки в спокшному сташ + 717,0 X мiжвертлюговий розмiр таза - 234,3 X саптальний розмiр грудно! клики - 121,5 X обхват стегон + 966,8 X ширину дистального епiфiза лiвого плеча; HF (R2 = 66,1 %) = -20674,4 - 681,9 X висоту лобково! точки + 615,2 X зовшшню кон'югату + 2529,0 X ектоморфний компонент соматотипу + 1399,7 X обхват ши! + 685,6 X обхват стегна - 210,6 X обхват грудно! клики на видиху; LF/HF (R2 = 66,8 %) = -4,789 + 0,324 X обхват кист - 0,323 X зовшшню кон'югату + 0,363 X поперечний середньогрудинний розмiр + 1,469x ширину дистального епiфiза правого передплiччя - 0,753 X ширину дистального епiфiза лiвого стегна -0,050 X - висоту вертлюгово! точки.

В ушх наданих моделях: поперечш розмiри тша, охватш розмiри тша, передньо-задш розмiри тша, висота антропометричних точок, ширина дистальних епiфiзiв довгих трубчастих юсток - в см; товщина шюрно-жирових складок - в мм; компонентний склад маси тша за Матейко

- в кг; площа поверхш тша - в м2; маса тша - у кг; компоненти соматотипу за Хи-Картер - в балах. Таким чином, нами проведений регресшний та дисперсшний анатз i визначеш математичш моделi показниюв варiабельностi серцевого ритму, характерш для дiвчат з ппоюнетичним типом гемодинамши, в залежносп вш !х антропометричних особливостей та вшу.

У дiвчат з ппоюнетичним типом гемодинамши: - визначеш математичш моделi для 9 iз 17 показниюв варiабельностi серцевого ритму (PNN50, AMo, Max, Min, VR, VLF, LF, HF, LF/HF) з коефщентами детермшаци R2 вш 0,504 (Мах) до 0,862 (LF/HF). До складу моделей ввшшли 29 показниюв будови тша з 54 показниюв, яю визначали, а саме: маса та площа поверхш тша; висоти надгрудинно!, лобково!, плечово!, пальцьово! та вертлюгово! точок; ширина дистального епiфiза: лiвого плеча, правого передплiччя, лiвого стегна; обхват: передплiччя у верхнш третиш, стегна, гомшки у верхнш третиш, ши!, стегон, обхвату, грудно! клики на видиху i в спокшному сташ; товщина шюрно-жирово! складки: на заднш поверхш плеча, шд лопаткою, на грудях, на стегш, на гомшщ; поперечний середньогрудинний розмiр; саптальний розмiр грудно! клики; мiжвертлюговий розмiр таза; зовшшнья кон'югата; ектоморфний компонент соматотипу; юсткова та м'язова маси тша за Матейко. Найбшьш часто в моделях присутш обхватш показники (29,3% випадюв входження до моделей) та показники дистальних епiфiзiв трубчастих юсток (13,8%). Серед окремих показниюв будови тша найбшьш часто до складу моделей входили поперечний середньогрудинний розмiр (до складу 5 моделей з 9), ширина дистального епiфiза правого

передплiччя, обхват ши!, мiжвертлюговий po3Mip таза (до складу 4 моделей з 9 в кожному випадку); - в моделях показниюв RMSSD, Mo, NNM та ycix показникiв вегетативного гомеостазу за методом Баевського (1ВР, ВПР, 1Н) - значення R2 було меншим вщ 0,50 - R2 вiд 0,098 (IN) до 0,427 (NNM); - не були взагалi побyдованi моделi для показника середньоквадратичного вiдхилення нормальних R-R iнтервалiв (SDNN), який вщноситься до групи статистичних показникiв варiабельностi серцевого ритму та показника сумарно! потyжностi запису в yсiх дiапазонах (FO), який вiдноситься до групи спектральних показникiв варiабельностi серцевого ритму; - коефщент детермшацп R2 обумовлюе допустимо залежну змiннy: в груш показниюв варiащйно! пульсометра - вщ 31,2 % до 75,6 %; в груш показниюв вегетативного гомеостазу за методом Баевського - вщ 9,9 % до 41,4 % (найменше); в груш спектральних показниюв ВСР - вщ 66,1 % до 79,8 % (найбшьше); в груш статистичних показниюв ВСР - вщ 21,5 % до 61,3 %.

Слщ зазначити, що за результатами дослщжень шш^рук-дикови^ко! М.М., 2007 в дiвчаток-пiдлiткiв з гiпокiнетичним типом гемодинамши вдалося побудувати 7 моделей (з 9 можливих), де показники кардюштервалографи мають точнiсть опису ознаки бшьше, нiж 50% -SDNN, RMSSD, PNN50, IN, IVR, VPR, HF [12]. Практично всi цi моделi, (за виключенням показникiв PNN50 та HF) були побyдованi для показниюв кардiоiнтервалограми, якi в наших дослщженнях не мали тако1' високо! детермшаци показниками будови тiла, i навпаки, показники варiабельностi серцевого ритму бшьшосп отриманих нами моделей, як в дiвчаток пiдлiткового вiкy мали точшсть опису ознаки менше 50%, мали точшсть опису ознаки бшьшу, що свiдчить про обов'язкову необхщшсть урахування вiкy та показникiв будови тша пiд час розробки нормативних показникiв кардюштервалографи. Серед окремих показниюв будови тiла в дiвчаток шдл^юв до складу моделей, на вiдмiнy вiд резyльтатiв наших дослiджень дiвчат юнацького вiкy, входив показник обхвату стопи та, як i в наших дослщженнях - мiжвертлюговий розмiр (вiдстань) таза.

1. В здорових дiвчат юнацького вiкy з гшокшетичним типом гемодинамiки можливе математичне моделювання показниюв кардiоiнтервалографi! на основi урахування !х антропометричних та соматотиполопчних показникiв з точнiстю опису ознаки бшьшою, нiж 50 % (PNN50, AMo, Max, Min, VR, VLF, LF, HF, LF/HF з R2 вщ 50,4 % до 86,2 %).

2. В математичних моделях показникiв кардiоiнтервалографi! в здорових дiвчат юнацького вiкy з гiпокiнетичним типом гемодинамши найвища точнiсть опису ознаки зафшсована для групи спектральних показниюв ВСР (R2 вiд 66,1 % до 79,8 %), а найменша - для показниюв вегетативного гомеостазу за методом Баевського (R2 вщ 9,9 % до 41,4 %).

3. Серед окремих показниюв будови тша найбшьш часто до складу моделей кардiоiнтервалографiчних показниюв в здорових дiвчат юнацького вiкy з гшокшетичним типом гемодинамши входять поперечний середньогрудинний розмiр, ширина дистального епiфiза правого передптччя, обхват ши!, мiжвертлюговий розмiр таза.

Перспективи подальших дослгджень полягають в тому, що побудован математичш Modeni кардioiнтeрвалoграфiчних показнитв в здорових die4am юнацького eiKy з гшокшетичним типом гемодинамжи дозволять в наступних дотдженнях бшьш коректно розмежовувати норму й патологж та свiдчать про нeoбхiднiсть розробки таких моделей й для шших окремих груп населення.

1. Бунак В. В. Антропометрия. Практический курс / В. В. Бунак // - М. : Учпедгиз, - 1941. - 367 с.

2. Баевский Р. М. Вариабельность сердечного ритма: теоретические аспекты и возможности клинического применения / Р. М. Баевский, Г. Г. Иванов // Ультразвуковая функциональная диагностика. - 2001. - №3. - С. 108-127.

3. Виноградова Т. С. Инструментальные методы исследования сердечно-сосудистой системы (Справочник) / Т. С. Виноградова // - М. : Медицина, - 1986. - 416 с.

4. Волков К. С. Моделювання нормативних параметрiв кардюштервалографи у дiвчаток з пперюнетичним типом гемодинамжи в залежноси вщ особливостей будови тша / К. С. Волков, I. В. Сергета, М. М. Шшкарук-Диковицька // Вюник морфологи. - 2008. - Т.14, №1. - С. 205-208.

5. Зелшський Б. О. Портативний багатофункщональний прилад дiагностики судинного русла кровоносно! системи / Б. О. Зелшський, С. М. Злепко, М.П. Костенко [та ш.] // Вимiрювальна та обчислювальна техшка в технолопчних процесах. -2000. - №1. - С. 125-132.

6. Иванова Д. А. Кардиоренальные взаимоотношения в диагностике и лечении хронической сердечной недостаточности у больных хронической обструктивной болезнью легких: дисс. ... канд. мед. наук / Д.А. Иванова. -Волгоград, - 2011. - 179 с.

7. Московко С. П. Стандартизащя методики комп'ютерно! варiацiйноl пульсометра з метою ощнки стану вегетативно! регуляци / С. П. Московко, В. М. Йолтухгвський, Г. С. Московко [та ш.] // Вюник Вшницького державного медичного ушверситету. - 2000. - № 1. - С. 238-239.

8. Попов В. В. вариабельность сердечного ритма: Возможности применения в физиологии и клинической медицине / В. В. Попов, Л. Н. Фрицше // Укр. мед. часопис. - 2006. - №2. - С. 24-31.

9. Пилипонова В. В. Показники кардюштервалографп у здорових мюьких дiвчат Подшля рiзних соматотитв / В. В. Пилипонова // Науковий вюник Ужгородського ушверситету. Серiя Медицина. - 2010. - Вип. 38. - С. 43-46.

10. Пилипонова В. В. Моделювання нормативних параметрiв кардюштервалографп у дiвчат рiзних соматотипiв в залежностi вщ особливостей будови тiла / В. В. Пилипонова, Н. А. Рикало // Biomedical and biosocial anthropology. -2011. - № 17. - С. 82-86.

11. Хаспекова Н. Б. Диагностическая информативность мониторирования вариабельности ритма сердца / Н. Б. Хаспекова // Вестник аритмологии. - 2003. - №32. - С. 15-23.

12. Шшкарук-Диковицька М. М. Математичне моделювання нормативних параметрiв показниюв варiабельностi серцевого ритму у тдл^юв з гшоюнетичним типом гемодинамжи в залежност вщ особливостей будови тша / М. М. Шшкарук-Диковицька // Вюник морфологи. - 2007. - Т.13, №2. - С. 426-431.

13. Carter J.L. Somatotyping - development and applications / J.L. Carter, B.H. Heath // - Cambridge University Press, - 1990. - 504 p.

14. Carpeggiani C.Early assessment of heart rate variability is predictive of in-hospital death and major complications after acute myocardial infarction / C. Carpeggiani, A. L'abbate, P. Landi [et al.] // Int. J. Cardiology. - 2004. - Vol.96. - P. 361-368.

15. Matiegka J. The testing of physical effeciecy / J. Matiegka // Amer. J. Phys. Anthropol. - 1921. - Vol. 2, № 3. - P.25-38.

МАТЕМАТИЧЕСКОЕ МОДЕЛИРОВАНИЕ ПОКАЗАТЕЛЕЙ КАРДИОИНТЕРВАЛОГРАФИИ У ЗДОРОВЫХ ДЕВУШЕК С ГИПОКИНЕТИЧЕСКИМ ТИПОМ ГЕМОДИНАМИКИ Ковальчук В. В. В статье описаны математические модели показателей кардиоинтервалографии у здоровых девушек юношеского возраста с гипокинетическим типом гемодинамики на основе их антропометрических, соматотипологических показателей и показателей компонентного состава массы тела. Смоделированы 15 из 17 исследованных показателей кардиоинтервалографии, в том числе 9 моделей показателей, которые зависят от суммарного комплекса антропометрических и соматотипологических характеристик организма больше, чем на 50 % - для показателей PNN50, AMo, Max, Min, ВАР (вариационный размах R-R интервала), VLF, LF, HF, LF/HF с R2 от 50,4 % до 86,2 %. Наивысшая точность описания признака в моделях установлена для группы спектральних показателей вариабельности сердечного ритма (R2 от 66,1 % до 79,8 %), а наименьшая - для показателей вегетативного гомеостаза по методу Баевского (R2 от 9,9 % до 41,4 %).

Ключевые слова: здоровые девушки, гемодинамика, антропометрические показатели, соматотип.

Стаття надшшла 8.09.2014 р.

MATHEMATICAL MODELING OF CARDIOINTERVALOGRAHICAL INDICES IN

HEALTHY FEMALE JUVENILES WITH HYPOKINETIC TYPE OF HEMODYNAMICS

Kovalchuk V. V. The article describes the mathematical models of cardiointervalographical indices in healthy female juveniles with hypokinetic type of hemodynamics based on their anthropometric, somatotypological indices and indices of component composition of body weight. Modeled 15 of 17 investigated cardiointervalographical indices, including 9 models of indices that depend on the total complex of the anthropometric and somatotypological characteristics of the organism more than 50 % - for indices of PNN50, AMo, Max, Min, VAR (variation range of R-R interval), VLF, LF, HF, LF/HF with R2 from 50,4 % to 86,2 %. The highest accuracy of the description of feature models established for group of spectral indices of heart rate variability (R2 from 66,1 % to 79,8 %) and the lowest - for indices of vegetative homeostasis by Baevsky method (R2 from 9,9 % to 41,4 %).

Key words: healthy female juveniles, hemodynamics, anthropometrical indices, somatotype.

Рецензент Гунас I.В.

УДК 611.314 - 092.6

ФОРМА И МИКРОСКОПИЧЕСКОЕ СТРОЕНИЕ КОРЕННЫХ ЗУБОВ СОБАКИ

Опыты по экспериментальному моделированию кариеса правомерно осуществлять только на тех животных, у которых зубы по типу строения и функционирования подобны таковым человека. Мы поставили цель изучить особенности микроскопического строения дентина и эмали коренных зубов собаки в зависимости от их функционального предназначения. Полученные данные сводятся к тому, что среди коренных зубов истинно жевательным зубам, в этом отношении, их можно уравнять с зубами собаки, только моляры, могут быть отнесены к молярами человека. В зубочелюстной системе собаки узловое положение занимают самые массивные секущие зубы. По высотно-широтному показателю коронки каждый секущий зуб собаки равен примерно двум молярам человека. Максимальная толщина эмалевого покрытия коронок на возвышениях конических бугров моляров собаки находится всего лишь в пределах от 0,8 до 1,3 мм, что почти в 2,5 раза уступает толщине зубной эмали человека. Важной отличительной чертой моляров собаки является отсутствие между их коническими буграми фиссурных образований, которые присущи коренным зубам человека, являясь типичным местом для кариозного поражения.

Ключевые слова: зубы, собаки, кариес, форма, строение зубов.

Работа является фрагментом НДР «Изучение закономерностей структурной организации внутренних органов в норме и при патологии» (№ 011Ш004878).

Известно, что эксперимеитальиое моделирование кариозного процесса преимущественно осуществляется иа лабораторных животных, относящихся к роду грызунов (белые крысы, морские