СЕМЕНА 22 страница

⇐ ПредыдущаяСтр 22 из 31Следующая ⇒

По формулам II. 3. 5 и II. 3. 6 получаем:

Ь = - 75, 2 / 0, 602 = -124, 9;

M' = - 49, 67 / (-124, 9) = 0, 3977.

Поскольку в данном испытании средние дозы стандартного и

испытуемого препаратов не совпадают, то надо из M' вычесть

величину

lg 0, l + lg 0, 4 + lg l, 6 lg 0, 1 + lg 0, 4

------------------------ - --------------- =

3 2

= - 0, 3980 + 0, 6990 = 0, 3010,

так что

М = 0, 3977 - 0, 3010 = 0, 0967; D /D = 124, 9%.

Далее вычисляем по формулам II. 3. 9 и II. 3. 8:

77, 66 х 1, 960

g = ------------- = 0, 0191; 1 - g = 0, 9809;

(- 124, 9)

0, 0967 1, 96

M = ------- +/- ------------------ x

H, B 0, 9809 (- 124, 9) х 0, 9809

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

x \/ 58, 63 х 0, 9809 + 77, 66 х 0, 0961 = [- 0, 0235; 0, 2207].

Окончательно получаем:

(D /D) = [94, 7%; 166, 2%].

H, B

Доверительные интервалы во всех этих испытаниях могут быть

сужены, если использовать в опыте сопряженные группы животных.

Например, в испытании типа 2; 2 целесообразно использовать n

четверок животных, каждая из которых содержит животных из одного

помета, одинакового пола и близкой массы тела; каждая четверка

0 0

животных используется для определения четверки значений: у1; у2,

у1 и у2. При такой постановке опыта

2 2

SUM d - SUM " ДЕЛЬТА"

V = ---------------------, (II. 3. 11)

3n(n - 1)

где d - числитель формулы II. 3. 2, а

2 0 0 _0 _0 _ _ 2

SUM " ДЕЛЬТА" = SUM [(у1 + у2 + у1 + у2) - (у1 + у2 + у1 + у2)].

(II. 3. 12)

Число степеней свободы равно f = 3(n - 1).

Доверительный интервал может быть также сужен, если методика

испытания допускает выполнение повторных определений на каждом

животном - с достаточным разрывом во времени, обеспечивающем

восстановление исходного состояния после первого опыта. В

повторном опыте те животные, на которых определялась активность

у, используются для определения у и наоборот. Кроме того,

животные, получившие в первом опыте меньшую дозу, получают во

втором опыте большую дозу и наоборот (метод двойного перекреста,

см. табл. II. 3. 2).

Таблица II. 3. 2

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

¦ Группа ¦ Первый ¦ Второй ¦ Разность результатов ¦

¦животных¦ опыт ¦ опыт ¦ ¦

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

¦ ¦ 0 ¦ ¦ 0 ¦

¦1 ¦ у1 ¦ у2 ¦ ДЕЛЬТА1 = у2 - у1 ¦

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

¦ ¦ 0 ¦ ¦ 0 ¦

¦2 ¦ у2 ¦ у1 ¦ ДЕЛЬТА2 = у1 - у2 ¦

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

¦ ¦ ¦ 0 ¦ 0 ¦

¦3 ¦ у1 ¦ у2 ¦ ДЕЛЬТА3 = у2 - у1 ¦

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

¦ ¦ ¦ 0 ¦ 0 ¦

¦4 ¦ у2 ¦ у1 ¦ ДЕЛЬТА4 = у1 - у2 ¦

L--------+------------+------------+------------------------------

При таком построении испытания надо пользоваться формулами:

______ ______ ______ ______

E = (ДЕЛЬТА1 - ДЕЛЬТА2 + ДЕЛЬТА3 - ДЕЛЬТА4) / 4; (II. 3. 13)

______ ______ ______ ______

F = (ДЕЛЬТА1 + ДЕЛЬТА2 - ДЕЛЬТА3 - ДЕЛЬТА4) / 4; (II. 3. 14)

______ 2 ______ 2

SUM (ДЕЛЬТА1 - ДЕЛЬТА1) + SUM (ДЕЛЬТА2 - ДЕЛЬТА2)

n n

V = ------------------------------------------------------ +

8n(n - 1)

(II. 3. 15)

______ 2 ______ 2

SUM (ДЕЛЬТА3 - ДЕЛЬТА3) + SUM (ДЕЛЬТА4 - ДЕЛЬТА4)

n n

+ -----------------------------------------------------;

8n(n - 1)

А = V/2, B = V/(2I ). (II. 3. 16)

Дальнейшие расчеты производят по формулам II. 3. 5 - II. 3. 10,

причем t(P, f) берется из табл. II приложения для числа степеней

свободы f = 4 (n - 1).

Пример II. 5. В табл. II. 3. 3. приведены результаты испытания

(стандартизация образца АКТГ), построенного по методу двойного

перекреста (в примере II. 4 эти же данные были использованы в

умышленно рандомизированном виде, чтобы не сказывался эффект

сопряженности тест - объектов). По формулам II. 3. 13 - II. 3. 16

(получаем):

Е = (-90 - 66 - 68 - 101)/4 = -81, 25;

F = (-90 + 66 + 68 - 101)/4 = -14, 25;

V = (1178 + 104 + 258 + 546)/(8 х 3 х 2) = 43, 46;

А = 43, 46/2 = 21, 73; В = 43, 46/(2 х 0, 602 ) = 59, 96

(I = lg 0, 4 - lg 0, 1 = 0, 602);

кроме того, f = 4 х 2 = 8, t (95%, 8) = 2, 306.

Теперь по формулам II. 3. 5-II. 3. 10 находим:

Ь = -81, 25/0, 602 = -135, 0;

M = -14, 25 / (-135, 0) = 0, 1056; D /D = 127, 6%;

2 2

g = 59, 96 х 2, 306 / (-135, 0) = 0, 0175; 1 - g = 0, 9825;

0, 1056

М = ------ +/-

H, B 0, 9825

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

2, 306 / 2

+/- ---------------- \/ 21, 73 х 0, 9825 + 59, 96 х 0, 1056 =

- 135, 0 х 0, 9825

= 0, 1075 +/- 0, 0816 = [0, 0259; 0, 01891];

(D /D) = [106, 1%; 154, 6%].

H, B

Доверительный интервал для D /D получился более узким, чем без

учета сопряженности тест - объектов (см. пример II. 4), хотя

использовано меньше результатов испытаний.

Когда имеются результаты нескольких независимых определений

эквивалентных доз, их можно объединить с целью получения более

точной оценки для D /D и более узкого доверительного интервала для

этой величины. При этом пользуются приближенными формулами (точные

формулы весьма громоздки):

_ M

M = ------ +/- t(P, f)S, (II. 3. 17)

H, B 1 - g M

M Mj

------ = SUM (Wj -----) / SUM Wj; (II. 3. 18)

1 - g 1 - g

-------

S = 1 / \/ SUM Wj, (II. 3. 19)

где весовыми коэффициентами Wj, служат обратные дисперсии 1 / s:

2 2

b (1 - g )

1 j j

Wj = ---- = -------------------; (II. 3. 20)

2 2

s Аj(1 - g ) + BjMj

Mj j

j = 1, 2, ..., k есть номер испытания, a t(P, f) берется для числа

степеней свободы, равного сумме чисел степеней свободы отдельных

испытаний: f = SUM f. Доверительный интервал для усредненного

0 j

отношения D /D находят по формуле:

(D0/D) = antilg(2 + M ). (II. 3. 21)

H, B H, B

Законность указанного объединения (т. е. случайности различия

между отдельными М) проверяют при помощи критерия " хи - квадрат":

2 - 2

2 Mj ¦ Mj ¦

" хи" = SUM (Wj --------- ) - ¦SUM (Wj ------)¦ / SUM Wj (II. 3. 22)

2 2 ¦ 1 - g ¦

(1 - g ) L j -

2 2 2

должно быть " хи" < " хи" (95%, f), где " хи" (95%, f) берут из

табл. II

Таблица II. 3. 3

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

¦Группа¦1-й день опыта ¦2-й день опыта ¦" ДЕЛЬ-¦d = " ДЕЛЬТА" - ¦ 2 ¦

¦ ¦ ¦ ¦ТА" ¦ ______ ¦d ¦

¦ ¦ ¦ ¦ ¦- " ДЕЛЬТА" ¦ ¦

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

¦1 ¦ 370¦ 273¦- 97 ¦- 7 ¦49 ¦

¦ ¦ 0 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦y1 342¦y2 279¦- 63 ¦ 27 ¦729 ¦

¦ ¦ 0 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦D1 = 0, 1 ЕД 335¦D2 = 0, 4 ЕД 225¦- 110 ¦- 20 ¦400 ¦

¦ ¦ ¦Сумма ¦- 270 ¦ 0 ¦1178¦

¦ ¦ ¦Среднее ¦- 90 ¦ ¦ ¦

¦2 ¦ 255¦ 313¦ 58 ¦- 8 ¦64 ¦

¦ ¦ 0 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦y2 268¦y1 340¦ 72 ¦ 6 ¦36 ¦

¦ ¦ 0 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦D2 = 0, 4 ЕД 284¦D = 0, 1 ЕД 352¦ 68 ¦ 2 ¦4 ¦

¦ ¦ ¦Сумма ¦ 198 ¦ 0 ¦104 ¦

¦ ¦ ¦Среднее ¦ 66 ¦ ¦ ¦

¦3 ¦ 310¦ 247¦- 63 ¦ 5 ¦25 ¦

¦ ¦ ¦ 0 ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦y1 356¦y2 296¦- 60 ¦ 8 ¦64 ¦

¦ ¦ ¦ 0 ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦D1 = 0, 1 ЕД 345¦D2 = 0, 4 ЕД 264¦- 81 ¦- 13 ¦169 ¦

¦ ¦ ¦Сумма ¦ 204 ¦ 0 ¦258 ¦

¦ ¦ ¦Среднее ¦- 68 ¦ ¦ ¦

¦4 ¦ 276¦ 369¦ 93 ¦- 8 ¦64 ¦

¦ ¦ ¦ 0 ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦y2 228¦y1 318¦ 90 ¦- 11 ¦121 ¦

¦ ¦ ¦ 0 ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦D2 = 0, 4 ЕД 252¦D1 = 0, 1 ЕД 372¦ 120 ¦ 19 ¦361 ¦

¦ ¦ ¦Сумма ¦ 303 ¦ 0 ¦546 ¦

¦ ¦ ¦Среднее ¦ 101 ¦ ¦ ¦

L------+---------------+---------------+------+---------------+-----

приложения для числа степеней свободы f = k - 1 (k - число

объединяемых испытаний). В частности, когда объединяются

результаты двух испытаний, то

- M1 M2

W1W2¦------ - ------ ¦

2 L1 - g1 1 - g2 -

" хи" = ------------------------- (II. 3. 23)

W1 + W2

при f = 1, так, что " хи" (95%, 1) = 3, 84.

II. 4. ПРИМЕНЕНИЕ СХЕМЫ ЛАТИНСКОГО КВАДРАТА

При биологическом испытании антибиотиков методом диффузии в

агар на лотках наиболее употребительна схема латинского квадрата,

позволяющая рандомизировать неоднородность бактериальной культуры

по обоим направлениям поверхности питательной среды. Например, в

случае испытания 2; 2 дозы могут располагаться следующим образом:

0 0

D1 D2 D1 D2

0 0

D2 D1 D2 D1

(II. 4. 1)

0 0

D1 D2 D1 D2

0 0

D2 D1 D2 D1

Здесь каждая доза встречается по одному разу в каждой строке и

в каждом столбце. В данном случае последовательные строки получены

циклической перестановкой из предыдущих строк, но это не

единственный способ построения латинского квадрата. Например,

можно переставлять столбцы или строки (или и то, и другое) из

приведенной выше схемы по жребию. В руководствах по планированию

эксперимента можно найти и другие схемы.

Если для стандартного и испытуемого препаратов используются

по три дозы, то соответствующий латинский квадрат будет иметь

шесть строк и шесть столбцов и т. д. При двух дозах стандартного

и двух дозах испытуемого препарата можно построить латинский

квадрат 8х8, располагая дозы так, чтобы каждая встречалась по два

раза в каждой строке и в каждом столбце.

Введем следующие обозначения: k - число строк в квадрате; r и

r - соответственно число использованных доз стандартного и

испытуемого препаратов (например, при размещении четырех доз D1,

0 0

D2, D1, D2 в квадрате 8х8 будет k = 8, r = 2, r = 2, а для

квадрата II. 4. 1: k = 4, r = 2, r = 2); у - эффективность в

ячейке квадрата на пересечении i-й строки и j-го столбца

(независимо от того, относится эта эффективность к стандартному

_ _

или испытуемому препарату); у = SUM у /k и у = SUM у / k -

i j ij j ij

средние эффективности соответственно для строки i и для столбца j;

2 _ _

у = SUM y /k = SUM у /k = SUM у / k

i, j i, j i i j j

- общая средняя эффективность для всего комплекса. Тогда

2 - 2 2

SUM d - k ¦SUM d + SUM d ¦

j, i L i i j j-

V = -----------------------------, (II. 4. 2)

2 0

n(k - 2k - r - r + 2)

2 - _ 2 - _ 2

где SUM d = SUM ¦SUM (у - у ) ¦ = SUM ¦SUM (у - у ) ¦,

i L j i, j i - j L i, j j -

2 _ _ 2 2 _ _ 2

SUM d = SUM (у - у ), SUM d = SUM (у - у ),

i i i j j j

а n - число испытаний при каждой дозе стандартного или испытуемого

препарата. Остальные расчеты производятся по формулам предыдущего

параграфа, причем t(P, f) берутся из табл. II приложения для числа

степеней свободы f = (k -1)(k - 2).

Пример II. 6. В табл. II. 3. 3 приведены результаты совместного

испытания стандартного и испытуемого препаратов неомицина при

дозах 100 и 200 мкг в 1 мл; активность характеризуется диаметром

зоны угнетения в миллиметрах. Использован латинский квадрат вида

(II. 4. 1). В этой же таблице показаны расчеты, приводящие к

2 2

величинам SUM d и SUM d, а в табл. II. 4. 2 показано вычисление

i i j j 2

средних дозовых эффективностей и величины SUM d.

i, j

Таким образом, SUM d = 14, 00 + 28, 75 + 5, 00 + 8, 75 = 56, 50,

i, j

а так как в данном случае n = 4, k = 4, r = 2, r = 2, то по

формуле II. 4. 2 получаем:

56, 50 - 4 x (5, 125 + 2, 125)

V = --------------------------- = 1, 146.

4 x (16 - 8 - 2 - 2 + 2)

Данное испытание относится к типу 2; 2, так что использование

соответствующего раздела табл. IV приложения вместе с формулами

II. 3. 4 - II. 3. 10 дает:

G = 219, 0 - 230, 75 - 221, 50 + 232, 75 = - 0, 50;

---

V = 4 х 1, 146 = 4, 584; ¦G¦ / / V = 0, 233 < 2, 447

G \/ G

(t(95%, f) для f = (4 - 1)(4 - 2) = 6), поэтому одинаковость

наклонов двух дозовых прямых не отвергается; далее:

Е = (- 219, 0 + 230, 75 - 221, 50 + 232, 75) / 2 = 11, 50;

F = (- 219, 0 - 230, 75 + 221, 50 + 232, 75) / 2 = 2, 25;

A = V = 1, 146; I = lg 200 - lg 100 = 0, 301; B = V/I = 12, 65;

b = 11, 50/0, 301 = 38, 2; M = 2, 25/38, 2 = 0, 0589; D /D = 114, 5%;

2 2

g = 12, 65 х 2, 447 /38, 2 = 0, 052; 1 - g = 0, 948;

0, 0589

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

H, B 0, 948

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

2, 447 / 2

+/- ------------ \/ 1, 146 х 0, 948 + 12, 65 х 0, 0589 =

38, 2 х 0, 948

= 0, 062 +/- 0, 0718 = [- 0, 0097; 0, 1340];

(D /D) = 97, 8%; 136, 1%.

H, B

При проведении испытания по методу латинского квадрата потеря

отдельных результатов нарушает всю схему расчетов, поэтому

необходимо " заместить" их надлежащими оценками. Проще всего это

можно сделать, подставив на место выпавшего результата среднее из

оставшихся результатов для той же дозы того же препарата.

Применяемый в дисперсионном анализе более сложный способ оценки

выпавшего значения не дает в задаче определения эквивалентных доз

существенного повышения точности общих результатов испытания.

Таблица II. 4. 1

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

¦ _ ¦ ¦ ¦ ¦ 2 ¦

¦ Результаты испытания, у ¦SUM у ¦ у ¦ d ¦ d ¦

¦ ij ¦ j ij¦ i ¦ i ¦ i ¦

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

¦ 0 0 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦у = 222 у = 229 у1 = 222 у2 = 235 ¦ 908 ¦227, 00¦1, 00 ¦1, 0000¦

¦ 1 2 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

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

¦ 0 0 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦у2 = 231 у = 217 у = 231 у1 = 220 ¦ 899 ¦224, 75¦-1, 25¦1, 5625¦

¦ 1 2 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

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

¦ 0 0 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦у1 = 221 у2 = 233 у = 218 у = 228 ¦ 900 ¦225, 00¦-1, 00¦1, 0000¦

¦ 1 2 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦ ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

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

¦ 0 0 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

¦у = 235 у1 = 223 у2 = 232 у = 219 ¦ 909 ¦227, 25¦1, 25 ¦1, 5625¦

¦ 2 1 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦

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

¦ ¦ 2 ¦

¦SUM у 909 902 903 902 ¦ 3616 SUM d = 5, 12 ¦

¦ i i, j ¦ i i ¦

¦ ¦ _ ¦

¦у 227, 25 225, 50 225, 75 225, 50¦ у = 226, 00 ¦

¦ j ¦ ¦

¦d 1, 25 - 0, 50 - 0, 25 - 0, 50¦ ¦

¦ j ¦ ¦

¦ 2 ¦ 2 ¦

¦d 1, 5625 0, 2500 0, 0625 0, 2500¦ SUM d = 2, 125 ¦

¦ j ¦ j j ¦

L---------------------------------------+----------------------------

Таблица II. 4. 2

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

¦ ¦ 0 ¦ ¦ 2¦ 0 ¦ ¦ 2 ¦ ¦ ¦ 2 ¦ ¦ ¦ 2 ¦

¦ ¦ y ¦ d ¦d ¦ y ¦ d ¦ d ¦ y1 ¦ d ¦ d ¦ y ¦ d ¦ d ¦

¦ ¦ 1 ¦ ¦ ¦ 2 ¦ ¦ ¦ ¦ ¦ ¦ 2 ¦ ¦ ¦

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

¦ ¦ 222 ¦ 3 ¦9 ¦ 229 ¦- 1, 75¦ 3, 0625¦ 222 ¦ 0, 5 ¦0, 25¦ 235 ¦ 2, 25 ¦5, 0625¦

¦ ¦ 217 ¦- 2¦4 ¦ 231 ¦ 0, 25¦ 0, 0625¦ 220 ¦- 1, 5¦2, 25¦ 231 ¦- 1, 75¦3, 0626¦

¦ ¦ 218 ¦- 1¦1 ¦ 228 ¦- 2, 75¦ 7, 5625¦ 221 ¦- 0, 5¦0, 25¦ 233 ¦ 0, 25 ¦0, 0625¦

¦ ¦ 219 ¦ 0 ¦0 ¦ 235 ¦ 4, 25¦18, 0625¦ 233 ¦ 1, 5 ¦2, 25¦ 232 ¦- 0, 75¦0, 5625¦

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

¦Сумма ¦ 876 ¦ 0 ¦14¦ 923 ¦ 0 ¦ 28, 75 ¦ 886 ¦ 0 ¦ 5 ¦ 931 ¦ 0 ¦ 8, 75 ¦

¦Среднее¦219, 00¦ ¦ ¦230, 75¦ ¦ ¦221, 50¦ ¦ ¦232, 75¦ ¦ ¦

L-------+------+---+--+------+------+-------+------+-----+----+------+------+-------

II. 5. ОПРЕДЕЛЕНИЕ АКТИВНОСТИ АНТИБИОТИКОВ МЕТОДОМ

ДИФФУЗИИ В АГАР НА ЧАШКАХ ПЕТРИ

Описанная в предыдущем параграфе методика определения

активности антибиотиков по схеме латинского квадрата предполагает

использование лотков. Возможен и другой способ определения этой

активности - по диффузии в агар на чашках Петри. Ниже описан

трехдозный вариант этого метода < *>.

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

< *> Этот раздел основан на разработке Всесоюзного НИИ

антибиотиков и Государственного НИИ по стандартизации и контролю

лекарственных средств Министерства здравоохранения СССР.

Стандартный (S) и испытуемый (U) образцы растворяют из расчета

1 мг в 1 мл (основной раствор), затем готовят по три концентрации

S S S

рабочих растворов стандарта (D1, D2, D3) и испытуемого образца

U U U

(D1, D2, D3), относящиеся друг к другу как 1: 2: 4. Все 6

растворов закапывают на одну чашку Петри, причем

последовательность внесения растворов в цилиндры или в лунки

должна быть случайной (возможные последовательности внесения

растворов приведены в табл. II. 5. 1). Число чашек n должно быть не

меньше 6.

Для уменьшения влияния колебаний во времени между внесением

различных растворов рекомендуется после внесения растворов

выдерживать чашки в течение 1-2 ч при комнатной температуре. После

S U

измерения зон угнетения роста результаты опыта у, и у

i, j i, j

(i = 1, 2, 3 - номера доз, j = 1, 2, ..., n - номера чашек)

записывают в таблицу (как показано в приведенном ниже численном

примере). Там же записывают получаемые расчетом следующие

вспомогательные величины:

S U

Si = SUM у и Ui = SUM у (II. 5. 1)

j i, j j i, j

- суммы по чашкам для каждой дозы стандарта и испытуемого образца;

S U

Tj = SUM у + SUM у, (II. 5. 2)

i i, j i i, j

- суммы по всем дозам для каждой чашки;

у = SUM у = (S1 + S2 + S3) +(U1 + U2 + U3) = SUM Tj (II. 5. 3)

i, j i, j j

- суммы всех диаметров зон задержки роста по всем дозам и чашкам.

Далее вычисляют:

S = S1 + S2 + S3 и U = U1 + U2 + U3 (II. 5. 4)

- суммы всех диаметров зон задержки роста отдельно для стандарта и

для испытуемого образца;

L = S3 - S1 и L = U3 - U1 (II. 5. 5)

S U

- " линейные контрасты" для стандарта и для испытуемого образца;

Q = S1 - 2S2 + S3 и Q = U1 - 2U2 + U3 (II. 5. 6)

S U

" квадратичные контрасты" для стандарта и для испытуемого образца.

Для проверки законности дальнейших расчетов следует провести

дисперсионный анализ результатов опыта в соответствии с

табл. II. 5. 2, а именно должно получиться F < F(95%; f, fост) для

строк 2, 3, 4 и F > F (95%) для строки 1.

Выполнение первого условия одновременно означает, что вариации

в этих строках 2, 3, 4 должны рассматриваться как случайные, и

поэтому их следует включить в остаточную вариацию, произведя также

перерасчет значимости линейной регрессии (кстати, это относится и

к вариациям в строках 5 и 6, если они окажутся незначимыми).

Разумеется, при указанном перерасчете степени свободы вариаций,

включаемых в остаточную вариацию, должны прибавляться к числу

степеней свободы последней (fост).

Таблица II. 5. 1

Расположение растворов стандарта и испытуемого образца

при трехдозном варианте метода диффузии в агар

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

¦Номер¦Порядок внесения растворов¦Номер¦Порядок внесения растворов¦

¦чашек¦ в цилиндры ¦чашек¦ в цилиндры ¦

¦ +---T---T---T----T----T----+-----+----T----T---T---T---T----+

¦ ¦ 1 ¦ 2 ¦ 3 ¦ 4 ¦ 5 ¦ 6 ¦ ¦ 1 ¦ 2 ¦ 3 ¦ 4 ¦ 5 ¦ 6 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ S ¦ U ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ S¦ U ¦

¦1 ¦D1 ¦D2 ¦D2 ¦D3 ¦D1 ¦D2 ¦ 17 ¦ D1 ¦D2 ¦D3 ¦D1 ¦ D3¦ D2 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ S ¦ U ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ S ¦ S ¦ U¦ U ¦

¦2 ¦D1 ¦D2 ¦D1 ¦D3 ¦D3 ¦D2 ¦ 18 ¦ D1 ¦D2 ¦D3 ¦D2 ¦ D3¦ D1 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ S ¦ S ¦ U¦ U ¦

¦3 ¦D1 ¦D2 ¦D3 ¦D2 ¦D3 ¦D1 ¦ 19 ¦ D1 ¦D2 ¦D3 ¦D2 ¦ D1¦ D3 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U¦ S ¦

¦4 ¦D1 ¦D2 ¦D1 ¦D3 ¦D3 ¦D2 ¦ 20 ¦ D1 ¦D2 ¦D3 ¦D3 ¦ D1¦ D2 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U¦ S ¦

¦5 ¦D1 ¦D2 ¦D1 ¦D2 ¦D3 ¦D3 ¦ 21 ¦ D1 ¦D2 ¦D1 ¦D3 ¦ D3¦ D2 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U¦ S ¦

¦6 ¦D1 ¦D2 ¦D3 ¦D1 ¦D2 ¦D3 ¦ 22 ¦ D1 ¦D2 ¦D3 ¦D2 ¦ D1¦ D3 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ S ¦ U ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U¦ S ¦

¦7 ¦D1 ¦D3 ¦D1 ¦D2 ¦D3 ¦D2 ¦ 23 ¦ D1 ¦D2 ¦D1 ¦D2 ¦ D3¦ D3 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ S ¦ U ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ S ¦ U ¦ U¦ S ¦

¦8 ¦D1 ¦D3 ¦D3 ¦D2 ¦D1 ¦D2 ¦ 24 ¦ D1 ¦D2 ¦D3 ¦D3 ¦ D1¦ D2 ¦

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

¦ ¦ S ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ S ¦ U ¦ U¦ S ¦

¦9 ¦D1 ¦D3 ¦D2 ¦D3 ¦D2 ¦D1 ¦ 25 ¦ D1 ¦D2 ¦D3 ¦D1 ¦ D3¦ D2 ¦

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

¦ ¦ S ¦ U ¦ U ¦ U ¦ S ¦ U ¦ ¦ S ¦ U ¦ U ¦ S ¦ S¦ U ¦

⇐ Предыдущая 17 18 19 20 212223 24 25 26 Следующая ⇒