CC BY
7
кн. Топография щитовидной железы установлена экспериментально между яремной ямкой и ¡нижним краем щитовидного хряща.
Из таблицы видно, что с увеличением возраста расстояние центр пучка — щитовидная железа возрастает, причем у мальчиков и девочек •одного возраста оно отличается незначительно.
Это показывает, что при исследовании грудной клетки и головы щитовидная железа попадает в прямой пучок излучения независимо от возраста, в связи с чем при данных видах исследования ее необходимо обязательно защищать. При исследовании тазобедренных суставов и кишечника облучение щитовидной железы может происходить только за счет рассеянного излучения.
Полученные данные позволяют выбрать наиболее оптимальные поля облучения при рентгенологическом исследовании различных органов и областей тела у детей с учетом получения минимальной лучевой нагрузки на щитовидную железу.
Литература. Бунак В. В. Антропометрия. М., 1941. Властовский В. Г. Акселерация роста и развития детей. М., 1976. 4
Научный комитет ООН по действию атомной радиации (НК ООН ДАР). Доклад Генеральной Ассамблее за 1977 г. ООН, Нью-Йорк, 1978, т. 2, приложение Г, с. 187.
Радиационная защита. М., 1978, с. 22.
Ставицкая А. Б., Арон Д. И. Методика исследования физического развития детей и подростков. М., 1959.
Поступила 22.04.82
УДК 615.9.07
С. В. Сперанский
ПРОСТОЙ ПРИЕМ ИНТЕГРАЦИИ ДАННЫХ ХРОНИЧЕСКОГО
ЭКСПЕРИМЕНТА
Новосибирский научно-исследовательский санитарный институт
В основе предлагаемого нами метода лежат перевод значений всех определяемых показателей от самых различных именованных величин (экстинкции, граммы, вольты и др.) в унифицированные единицы и суммирование отличий от контроля в этих единицах. Общей характеристикой любых показателей является их вариабельность, а общепринятой мерой последней — сред-неквадратическое отклонение (а). Поскольку указанной величине принадлежит ключевая роль в обработке данных по предлагаемому методу, сам метод можно назвать сигмальной оценкой (или сигмальной интеграцией) результатов хронического эксперимента.
Последовательные этапы сигмальной интеграции лучше всего проиллюстрировать серией таблиц. Обычно в хроническом эксперименте испы-тывается от 2 до 5 вариантов токсического воздействия; число показателей колеблется от 10 до 20, а число их определений — от 6 до 10 в ходе опыта. Полное представление обработки данных хотя бы одного хронического опыта слишком громоздко для журнальной статьи, поэтому ограни-
Таблица 1
Среднеквадратическое отклонение показателей для животных контрольной группы
Показатель Определение °ср
1 -е 2-е 3-е
Гемоглобин 0,85 0,82 0,68 0,79
Хлориды 6,5 13,7 10,7 10,7
СПП 3,2 3,0 3.1 3,1
Примечание. СПП — суммационно-пороговый показатель.
чимся искусственным примером, хотя цифры для него возьмем из реального эксперимента. В этом примере число элементов сведено к минимуму: оценивается один вариант токсического воздействия по трем показателям, каждый из которых в ходе опыта определяется трижды.
Сигмальная интеграция данных начинается с составления таблицы значений о, рассчитанных по общеизвестным формулам (табл. 1).
В случаях, когда данные эксперимента уже у предварительно обработаны с вычислением средних значений (М) и их ошибок (т), расчеты упрощаются, так_как их можно проводить по формуле а = т~[/ п ■
После нахождения стандартных ошибок по результатам отдельных определений показателей для каждого показателя вычисляется средняя стандартная ошибка по формуле
(последняя вертикальная графа табл. 1). Затем составляются таблицы средних показа-
Таблица 2
Средние показатели для животных контрольной и опытной групп (в абсолютных величинах)
Контрольная группа | Опытная группа
Показатель определение
1 -е 2-е 3-е 1-е 2-е 3-е
Гемоглобин Хлориды СПП 12.73 8',2 33,7 1 ч,49 92,0 33,6 14,11 101,5 33,1 13,58 80,4 36,1 13,74 81,2 37,1 13,20 93,7 35,7
Таблица 3
Разность средних показателей животных контрольной и опытной групп (в абсолютных величинах)
Определение
Показатель 1-е 2-е 3-е
Гемоглобин Хлориды СПП 0,85 2,8 2,4 0,25 10,8 3,5 0.91 7,8 2,6
Таблица 4 Разность средних показателей животных контрольной и подопытной групп (в унифицированных единицах)
Показатель Определение
1-е 2-е 3-е
Гемоглобин Хлориды СПП 1,07 0,26 0,77 0,32 1,01 1,13 1,15 0,73 0,84
2-ун. ед 2,10 2,46 2,72
2Н =%^.100% 108 127 140
телей в абсолютных величинах для контрольной и опытных групп животных (в нашем примере табл. 2).
После этого для каждого варианта воздействия вычисляются отличия показателей от контроля по данным последовательных определений: ДП = = | П0—П,;| (П — обобщенное обозначение любого показателя, вертикальные линии — знак модуля). Этот этап в нашем примере представ-% лен табл. 3.
Следующий этап — перевод абсолютных значений ДП в унифицированные единицы путем деления их на 0ср (табл. 4).
Затем различия по всем показателям суммируются (для каждого определения в отдельности). Полученные суммы-значения 2ун.ед можно рассматривать как предварительный итог интеграции данных хронического эксперимента.
На этой стадии обработки возможности сопоставления воздействий аналогичны тем, которые дает метод А. И. Олефир и соавт., предложивших суммировать показатель Стьюдента / по всем определяемым показателям. Мы уже располагаем рядом цифр, обобщенно характеризующих токсический эффект по совокупности показателей, но еще не имеем масштаба для оценки их значимости. Для получения такого масштаба нам необходимо провести дополнительную работу. ^ По случайному признаку контрольную группу животных делили на две равные по численности подгруппы. Обычно данные для животных записываются в порядке возрастания их номеров, которые присваиваются случайно. В таком случае первая половина животных (в порядке записи) составит 1-ю группу, вторая — 2-ю. Если число
животных в группе нечетное, численность подгрупп будет различаться на единицу (безразлично, в пользу какой из них). Для подгрупп контрольной группы по всем определениям показателей находим их средние значения, которые вносим в табл. 5. Затем определяем разность средних показателей подгрупп: ДП=|П[—Пг|, в результате чего формируется табл. 6.
Величины ДП переводим в унифицированные единицы путем деления их на стср (из табл. 1). Теперь мы имеем табл. 7, в которой суммируем данные вертикальных граф, получая значения Зун.ед Для подгрупп контрольной группы.
Если бы подгруппы контрольной группы по численности были равны таковым экспериментальной группы, вариационный ряд значений 2у„.ед давал бы норму расхождения совокупности показателей для интактных животных, на которую можно было бы непосредственно ориентироваться при оценке значимости отличий от контроля. Но при реальной, ныне существующей форме хронического эксперимента контрольные
Таблица 5
Средние показатели для животных подгрупп контрольной группы (в абсолютных величинах)
Показатель Определение
1-е 2-е 3-е
Гемоглобин Хлориды СПП Разность средних по трольной гр 12,56 12,90 85.2 81.3 31,6 35,8 казателей для ■уппы (в абсс 13,80 13,18 84,7 99.3 34.4 36,6 Т животных п лютных вели 14,05 13,97 93,3 111,0 32,0 33,8 а б л и ц а 6 одгрупп кончинах)
Показатель Определение
1-е 2-е 3-е
Гемоглобин Хлориды СПП 0,34 3,9 4,2 0,62 14,6 2,2 0,08 17,1 1.8
Таблица 7
Разность средних показателей для животных подгрупп контрольной группы (в унифицированных единицах)
Показатель Определение
1-е 2-е 3-е
Гемоглобин Хлориды СПП 2 ун. ед 2ун. ед=2ун.ед'0-8 0,44 0,36 1,36 2,16 1,73 0,78 1,37 0,71 2,86 2,28 0,10 1,60 0,58 2,28 1,82
М = 1,94; а = 0,29; М + 2а = 2,53; Г% = 130%
3 Гигиена и санитария № 11
— 65 —
г оо г
Рис. I. Снгмальиая интеграция данных хронического опыта с ДТФК.
По оси абсцисс—номера определений, по оси ординат — нормированный интегральный показатель 2Ц (в %), 1 — 0,01 мг/кг; 2 — 0,001 мг/кг.
группы по числу животных равны экспериментальным, следовательно, подгруппы вдвое меньше. По закону больших чисел чем больше случайные выборки из генеральной совокупности, тем меньше различия средних между ними и наоборот. По нашим данным, действие закона больших чисел в интервале 5—10 выражается коэффициентом 0,8, т. е. средние величины выборок по 10 различаются между собой на величину, составляющую 0,8 различия между выборками по 5. С известным приближением, достаточным для практических целей, этот же коэффициент может быть применен и для перехода от выборок по 4 к выборкам по 8 и от выборок по б к выборкам по 12.
Таким образом, от нормы расхождений между подгруппами мы можем перейти к норме расхождения между группами животных, применив коэффициент 0,8, т. е. умножив на него каждую варианту Бун.ед (см. табл. 7). Для полученных преобразованных значений ряда 2ун.ед находим среднее арифметическое, стандартную ошибку и граничную величину для пятипроцентного уровня значимости, равную М+2а. В нашем примере эти величины равны соответственно 1,89, 2,43 и 6,75.
Вычисляем также граничную величину для ряда значений 2пун.ед в процентах от средней:
М + 2р М
• 100.
Возвращаемся теперь к табл. 4 и рассчитыва-
Г ч.1т РП 2сг
ем ее нижнюю строчку 2„ = — м-. 100, где
2„ — нормированный интегральный показатель, а М — среднее арифметическое для ряда значений 2пуП.ед- Теперь мы уже характеризуем отличие от контроля по совокупности показателей относительными величинами, несущими в себе наглядную меру эффекта: при 2„, меньшем или примерно равным 100%, эффект отсутствует;
чем больше эта величина 100%. тем он определеннее. Пятипроцентным граничным уровнем значимости является величина Г: ее превышение хотя бы в одной точке может быть квалифицировано как достоверный токсический эффект.
Однако могут представиться (и фактически нередки) случаи, когда важно оценить существенность отличия по совокупности показателей не для одного, а для двух или трех последовательных определений.
Соответствующий пример представлен на рис. 1, на котором изображен графически результат интеграции данных хронического эксперимента с препаратом диэтилдитиофосфорной кислоты (ДТФК), действие которого испытывали в двух дозах: 0,01 и 0,001 мг/кг. (Здесь, как и в дальнейшем, мы будем приводить материалы Е. М. Трофимовича, которому выражаем искреннюю благодарность за предоставление возможности апробировать наш метод.) Верхний граничный уровень на графике соответствует Г. При Р действии меньшей из доз (0,001 мг/кг) он не превышается ни в одной точке. Однако сделать на этом основании заключение о неэффективности данной дозы было бы преждевременно.
Величины 2пун.ед (преобразованные разности для подгрупп контрольной группы) составляют для опыта с ДТФК. следующий ряд: 1,63, 3,08, 5,07, 4,97, 3,42, 3|80, 5,44. Определяем для него скользящие средние по 3 и получаем новый ряд, включающий 5 вариант: 3,26, 4,37, 4,49, 4,06, 4,22. Для этого ряда находим граничную величину в процентах от средней:
м ,
Смысл величины Г заключается в том, что если три любых
последовательных значения ^ц дадут среднее, превышающее данный граничный уровень, то это может быть квалифицировано как наличие токсического эффекта (при Р< <0,05). Нетрудно убедиться, что оба варианта воздействия, представленные на рис. 1, по данному критерию высокоэффективны.
Завершающим этапом сигмальной интеграции является расчет Еп.ср — среднего значения для ряда величин 2„ по всем определениям показателей. Вопрос о значении информации, заключенной в этом параметре, мы обсудим ниже.
На приведенном графике, иллюстрирующем действие ДТФК в двух испытанных дозах, попытаемся показать возможности обсуждения результатов хронического эксперимента при сигмальной интеграции данных.
Из десяти определявшихся показателей лишь ) щелочная фосфатаза демонстрировала стойкие отличия от контроля при действии обеих доз в трех последовательных определениях: через 1. 2 и 3 мес после начала затравки.
Количество гемоглобина изменялось лишь один раз (через 4 мес) при действии большей из доз.
число эритроцитов — тоже один раз, но при действии меньшей дозы и через 2 мес. Содержание калия в эритроцитах при обоих вариантах воздействия менялось на 3-м месяце, а натрия в эритроцитах — через 2 нед после начала затравки. Количество SH-rpynn в сыворотке крови отличалось от контроля только при действии меньшей из доз через 2 мес, а по влиянию на оксида-зу оба воздействия оказывались однотипными: ♦ показатель изменялся дважды — спустя 2 нед и 3 мес после начала затравки. Такая асинхрон-ность разнокачественных эффектов, весьма типичная для хронического эксперимента, исключала возможность четкого выделения периода максимальных сдвигов, а также анализа зависимости эффекта от дозы. Между тем сигмальная интеграция наглядно «дисциплинировала» полученные результаты. Из графика явствует, что по совокупности показателей периодом наиболее выраженных изменений следует считать 2, 3 и 4-е определения показателей, что соответствует вре-менному интервалу от 1 до 3 мес с начала интоксикации. При данной форме анализа четко прослеживается и дозовая зависимость: большая интенсивность фактора вызывает заметно большие сдвиги.
На примере с действием ДТФК мы не видим «вклада» сигмальной интеграции в решение вопроса о пороге хронического действия яда, поскольку обе испытанные дозы давали бесспорный эффект и без данной формы анализа. Однако в практике токсикологических исследований нередки случаи, когда при действии испытанной дозы (или концентрации) где-то что-то меняется и экспериментатор стоит перед дилеммой: принимать ли сдвиги, которые, несмотря на достовер-уность, интуитивно воспринимаются им как артефакты. Вопрос о том, что подобные сдвиги могут быть артефактами и вероятность этого весьма велика, неоднократно поднимался и в отечественной, и в зарубежной литературе (С. В. Сперанский; Weil и Carpenter).
На рис. 2 представлен график, иллюстрирующий действие препарата АНСК-50 в двух дозах: 25 и 2,5 мг/кг (граничный уровень дан для двух последовательных определений). По результатам сигмальной интеграции отчетливо видно, что лишь для большей из испытанных доз характерен токсический эффект, нарастающий к концу эксперимента. Меньшая из доз при оценке по совокупности определяемых показателей должна быть признана подпороговой. Между тем при ее действии наблюдалось два случая достоверного отличия от контроля: через 1 мес после начала затравки изменялось содержание р-липопротеи-дов в сыворотке крови, а через 6 мес — число эритроцитов.
Конечно, можно представить себе случаи, когда под влиянием токсического фактора закономерно изменяется лишь одни или два определяемых показателя, а при интеграции эти сдвиги
3* — 6
Рис. 2. Сигмальная интеграция данных хронического опыта с АНСК-50.
По оси абсцисс и ординат — то же, что на рис. 1; / — 25 мг/кг; 2 — 2.5 мг/кг.
как бы сглаживаются прочими, неинформативными для данного типа действия показателями.
Однако важным критерием закономерности сдвигов, кроме их достоверности, является по-вторность, т. е. мы значительно меньше рискуем ошибиться, констатировав наличие эффекта, если какой-либо, пусть даже единственный, показатель изменялся в ходе затравки неоднократно. Этот инструмент логического анализа, безусловно, не должен быть упразднен. Но если в ходе эксперимента менялось что-либо, и притом в разное время, констатировались сдвиги двух или трех показателей, а все величины 2„ оказывались ниже граничного уровня значимости, то данный вариант воздействия можно с достаточным основанием квалифицировать как неэффективный.
Сигмальная интеграция, естественно, не гарантирует от ошибок, связанных с неправильным планированием эксперимента. Типичной ошибкой этого рода является набор показателей, жестко коррелирующих между собой. Тогда, если набранные признаки совпадут с основной направленностью токсического эффекта, произойдет его резкая аггравация, в противном же случае эффект не будет обнаружен даже при его высокой выраженности.
Остается разобрать вопрос о значении показателя Ен.ср- При соблюдении упомянутого условия (правильное планирование эксперимента) он может дать ориентировку в вопросе о сравнительной выраженности эффекта кумуляции при данной интенсивности хронического действия яда. Кумуляция выражена тем сильнее, чем больше 2„.СР. Предварительная шкала для оценки кумуляции на основании 2н.ср (по данным анализа 23 вариантов токсического воздействия — опыты Е. М. Трофимовича): менее 120 % —слабая, от 120 до 140% — выраженная, более 140% — высокая. Дальнейшее накопление экспериментального материала, обработанного методом сигмальной интеграции, позволит уточнить эту шкалу, а возможно, и сделать ее более дробной.
Литература. Олефир А. И.. Минцер О. П., Сова Р. Е. — Сперанский С. В. — Гиг. и сан., 1974, № 3, с. 90—92.
Гиг. и сан., 1972, № 10, с. 85—89. Weil С. S., Carpenter С. P.— Toxicol, appl. Pharmacol., 1969,
Сперанский С. В. — В кн.: Гигиена и профессиональные за- v. 14, р. 335—339.
болевания. М., 1974, С. 166—125. Поступила 28.08.81
Из практики
УДК 613.95:572.51
Т. М. Кайбияйнен
РЕЖИМ В ДОШКОЛЬНЫХ УЧРЕЖДЕНИЯХ НАБЕРЕЖНЫХ ЧЕЛНОВ И СОСТОЯНИЕ ЗДОРОВЬЯ ДЕТЕЙ
Набережно-Челнинский филиал Елабужского педагогического института
Первоочередной задачей дошкольных учреждений являются охрана и укрепление здоровья ребенка, обеспечение его полноценного физического 'развития. Поиск оптимальных условий для развития детей в системе дошкольных учреждений требует изучения закономерностей влияния отдельных режимных компонентов и режима в целом на физическое развитие и здоровье ребенка.
Цель настоящей работы — получить фактический материал об эффективности гигиены дошкольных учреждений, режима их работы как интегрального показателя, характеризующего весь комплекс жизни ребенка в детском учреждении.
Для выполнения поставленной задачи осуществляли сравнительное изучение физического развития и состояния здоровья детей от 3 до 7 лет включительно, посещавших и не посещавших дошкольные учреждения. Исследования проводили в 1980—1982 гг. Изучено более 4000 детей двух национальностей: русских и коренного населения республики — татар. Обследованы дети из дошкольных учреждений разных районов города. В сборе и обработке материала участвовали сотрудники дошкольных учреждений и студенты дошкольного факультета Елабужского педагогического института.
Обследование детей, не посещавших до 3, .4, 5 и 6-
летнего возраста детский сад в условиях Набережных Челнов не представляло трудности, так как ежегодно в ^ городе сдаются в эксплуатацию по 9—10 новых детских ™ комбинатов, в которых полностью комплектуются группы всех возрастов — от первой ясельной до подготовительной — детьми, впервые поступившими в детское учреждение.
Детей 7-летнего возраста, никогда не посещавших детские учреждения, обследовали в школах при поступлении в 1-й класс, а детей, посещавших детские сады — также в детских садах и школах. К группе «посещавшие» относились дети, воспитывавшиеся в дошкольных учреждениях с 1 года до возраста обследования.
Регистрировали основные антропометрические показатели: длину и массу тела, окружность грудной клетки и частоту заболеваний в год. На основании полученных данных были разработаны возрастно-половые стандарты основных показателей физического развития для детей двух национальностей (русских и татар) с 2 до 7 лет. С использованием этих данных было проведено распределение индивидуальных показателей по уровням развития: среднее, ^ выше среднего, высокое, ниже среднего, плохое, а также определена гармоничность развития. Антропометрические измерения и расчеты среднестатистических величии, рас-
Таблица 1
Распределение индивидуальных показателей по уровням физического развития и индекс здоровья мальчиков, посещавших
дошкольные учреждения
Возраст, годы Уровень развития Количество детей % детей Индекс здоровья
абс. % с пропорциональный развитием с непропорциональным развитием по уровням развития общий
Среднее 88 43,18 56,82 77,27 76
3 Выше среднего, высокое 100 12 0 100 66,67
Ниже среднего, плохое 0 — — —
Среднее 67,44 63,79 36,21 81,03 76,74
4 Выше среднего, высокое 86 25,58 31,82 , 68,18 77,27
Ниже среднего, плохое 6,98 0 100 33,34
Среднее 45,63 42,55 57,45 51,07 60,20
5 Выше среднего, высокое 103 36,89 15,79 84,21 69,23
Ниже среднего, плохое 14,47 0 100 33,34
Среднее 57,77 59,62 40,38 92,30 84,44
6 Выше среднего, высокое 90 31,11 17,86 82,14 75
Ниже среднего, плохое 11,11 16 84 70
Среднее 87,50 55,71 44,29 88,23
7 Выше среднего, высокое 80 0 — —
Ниже среднего, плохое 12,50 16 84
