|
59 определения электролитов проводили с использованием двух искусственно приготовленных солевых растворов (с нормальной и патологической концентрацией электролитов) дважды в сутки. Содержание определяемых ионов и их показатели вариации в этих растворах определяли в краевой эталонной лаборатории (2-й городской больницы г. Краснодара). Биохимическое исследование аттестованных контрольных материалов производилось 2 раза в сутки в нормальной «НЫ» и патологической «НР» сыворотках промышленного производства фирмы «Согтау» с последующим заполнением контрольной карты. Все показатели правильности и вариации укладывались в нормативные пределы, определенные Приказом М3 РФ № 45 от 2000 года. 2.2.6. Статистические исследования Для обеспечения возможности адекватного проведения множественных сравнений все результаты исследования были обработаны методом дисперсионного анализа, устойчивого к умеренным отклонениям распределений признаков от нормального (Гауссова) распределения (Лакин Г.Ф., 1994; Гланц С., 1999). Расчеты проводили в программе «Зпшзйса 6.0 Гог \Утс1о\Уз» корпорации «ЗшЗоГг» (США). При этом вычислялись среднее значение признака (М), среднее квадратичное отклонение (а) и средняя квадратичная ошибка среднего (ш). Подготовка данных для анализа и промежуточные расчеты (вычисление индексов и т.п.) проводились с использованием продукции корпорации «Мюгозой» (Ехсе1 2000 Гог \Утс1о\уз). Данные в тексте и таблицах представлены в виде М±ш. Оценка взаимосвязей признаков проводилась с применением корреляционного анализа с расчетом корреляции К. Пирсона. Рядом с коэффициентами корреляции приведены уровни значимости отличий этих коэффициентов от нуля. При изучении достоверности различий между группами по уровню летальности использовали оценку по 1-критерию Стьюдента. Ошибку |
62 патологическая плазма, «Технология-Стандарт», Барнаул). Все показатели правильности и вариации укладывались в нормативные пределы. 2.2.6. Статистические исследования Для обеспечения возможности адекватного проведения множественных сравнений все результаты исследования были обработаны в дисперсионном анализе с использованием метода наименьших средних различий Фишера (Лакин Г.Ф., 1994; Гланц С., 1999). Расчеты проводили в программе «81ай$Иса 6.0 Гог АУшс1о\уз» корпорации «8ш8ой» (США). При этом вычислялись среднее значение признака (М), среднее квадратичное отклонение (ст) и средняя квадратичная ошибка среднего (т). Подготовка данных для анализа и промежуточные расчеты (вычисление индексов и т.п.) проводились с использованием продукции корпорации «МюгозоЛ» (Бхсе! 2000 Гог \Ушс1о\у5). Данные в тексте и таблицах представлены в виде М±т. При изучении достоверности различий между группами по уровню летальности использовали оценку по 1-критерию Стыодента. Ошибку представляли в виде Р±тР, где Р величина выборочной доли, выраженная в процентах, тР ошибка выборочной доли. При этом, при условии что величина выборочных долей была не менее 20%, ошибка разности выборочных долей определяется по следующей формуле: /^х0ОО-/>) Р2 х(100-Р2) * гтйг = —'-—+ — — 1 , где т,г ошибка разности выборочных V"I П2 долей, Р12 величина сравниваемых долей, выраженная в процентах, П1>2 численности сравниваемых групп. Численности групп не должны сильно отличаться друг от друга. Величина 1-критерия Стыодента рассчитывается как отношение разности выборочных долей (РГР2) к её ошибке. Степень свободы равна численности обеих сравниваемых групп минус один. При подстановке величины полученного коэффициента в формулу распределения выборочной доли определяли Результаты |