ГФ 11-1

ij

0

i

эффект при этой дозе; r , r - соответственно число доз для

стандартного и испытуемого препаратов;

n - число испытаний при

каждой дозе (оно должно быть одинаковым при всех дозах;

нарушения

этого исправляются так, как было описано в параграфе II.1). После

этого по формулам в последнем

столбце

табл. IV

приложения

вычисляют величины

А,

В,

V

и V ,

необходимые для построения

G

H

доверительных

интервалов

и

проверки

значимостей

[при

этом

используется

табличное значение t для числа степеней свободы f =

0

Р

(r + r)(n - 1); I - разность логарифмов соседних доз].

Прежде всего

проверяют

(где

это

допускается

числом

использованных

доз)

линейность

дозовых

зависимостей

и их

параллельность, вычисляя

H

t =

--------;

(II.3.3)

----

/ V

\/

H

G

t =

---------.

(II.3.4)

----

/ V

\/

G

Полученные значения должны быть меньше t(95%, Р).

Если нарушения

линейности

и

параллельности

дозовых

зависимостей не обнаружено, то вычисляют:

b = E / I

(II.3.5)

- наклон

прямой

дозовой

зависимости

(средний

для

обоих

препаратов);

M = F / b

(II.3.6)

- логарифм

отношения

эквивалентных доз,

т.

е. величину

0

М = lg (D

/ D);

0

D / D = antilg (2 + M)

(II.3.7)

- отношение эквивалентных доз (в процентах);

t

---------------

M

P

/

2

M

= ----- +/- ----------

/ A(1 - g) + BM

(II.3.8)

H;B

1 - g

b(1 - g)

\/

- Р-процентные доверительные границы для М, причем

2

2

g = Bt

/ b ;

(II.3.9)

P

наконец, получают

0

(D / D)

(II.3.10)

H; B

- Р-процентные доверительные

границы для отношения эквивалентных

g должна быть всегда меньше единицы,

в противном случае

весь опыт

следует считать некорректным и нуждающимся в повторении.

Если можно предположить,

что

активности

испытуемого

и

1

0

0

дозы

так, чтобы

было соответственно lg D = --- (lg D1

+ lg D2),

2

0

1

lg D

= --- (lg D1 + lg D2) в испытаниях типа 2;

1 и 1;

2

либо

2

0

0

D1 = D1; D2 = D2 в испытании типа 2; 2 и т. д.

При существенном

отличии

этих активностей такой выбор доз неоптимален

и от него

следует отказаться.

В этом случае из значения М,

полученного

по

1

0

0

2

0

1

0

lg D - --- (lg D1 + lg D2), lg D1 - lg D1

или др. в зависимости

2

от типа испытания. В формулы

II.3.7 и II.3.8 должно войти уже

скорректированное значение М.

ФИ

ФИ

табл. II.3.1:

_0

0

_

_

_

+ 2 х 256 + 2

х 189) / 6 = - 49,67;

G = (2 х 351 - 2 х

269 - 336 +

189) / 2 = 8,5:

Н = 336 - 2

х 256 + 189

=

13,0.

Далее по данным из табл.

II.3.1 находим:

2552 + 1660 +

1958 + 2802

+

1582

V = --------------------------------- = 70,36,

(2 + 3)

х 6 x (6 - 1)

так что формулы последнего столбца табл.

IV, приложения, дают

значения:

А = 5 х 70,36/6 = 58,63; B = 77,66; V

=

175,90; V = 422,16.

G

H

Проверка

на линейность дозовой зависимости и на параллельность

прямых дает:

---

-------

H /

/V

= 13,0 / \/ 422,16 = 0,633;

---

-------

G /

/V

= 8,5 / \/ 175,90

= 0,641.

\/

G

-----------------

T-----------

T-----------

T-----------

T

-----------

T---

--------

¬

¦

¦

0

¦

0

¦

¦

¦

¦

¦

Эффекты

¦ 0

y1,

¦ 0

y2,

¦

y1,

¦

y2,

¦

y3,

¦

¦

¦D1 = 0,1 ЕД ¦D2 = 0,4 ЕД ¦D1 = 0,1 ЕД ¦D2 = 0,4 ЕД ¦D3

= 1,6 ЕД ¦

+----------------

+-----------

+-----------

+-----------

+-----------

+---

--------

+

¦

¦

370

¦

225

¦

310

¦

276

¦

187

¦

¦

¦

342

¦

268

¦

356

¦

228

¦

215

¦

¦

¦

335

¦

284

¦

345

¦

252

¦

200

¦

¦

y

¦

369

¦

247

¦

313

¦

273

¦

168

¦

¦

ji

¦

318

¦

296

¦

340

¦

279

¦

193

¦

¦

_

¦

372

¦

264

¦

352

¦

228

¦

171

¦

¦

y

¦

351

¦

269

¦

336

¦

256

¦

189

¦

¦

i

¦

¦

¦

¦

¦

¦