60 выборочной доли определяли по формуле: тр — ^Рх1109. Л. Результаты представляли в виде Р±тР, где Р величина выборочной доли, выраженная в процентах, шР ошибка выборочной доли. При этом, учитывая, что величина выборочных долей была не менее 20%, ошибка разности выборочных долей определяется по следующей формуле: ”'нг = _ (Лхдоо-Р,) ] Р, х(100Р2)^где п. т& ошибка разности выборочных долей, 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 (Р-Р2) к её ошибке. Степень свободы равна численности обеих сравниваемых групп минус один. При подстановке величины полученного коэффициента в формулу распределения Стыодента для рассчитанной степени свободы получаем уровень значимости. Различия расценивались как достоверные при уровне значимости р<0,05, т.е. в тех случаях, когда доверительная вероятность различий превышала 95% [Глянц С., 1999]. В тех случаях, когда величина одной из альтернатив была близка к 0 (менее 5 или более 95 %) показатель выборочной доли определяли по фор/Л I муле Ван дер Вардена Р-----------х100%, а ошибку выборочной доли по фор« + 2 муле тР , где т количество особей, обладающих изучаемым признаком, п общее количество особей в изучаемой группе [Г.Ф. Лакин, 1994]. При этом для определения достоверности различий использовали метод углового преобразования Фишера [Сидоренко Е.В., 2000]. На всех графиках погрешности приведены в форме абсолютной погрешности (т.е. интервала, включающего 95% всех выборочных данных). Абсолютная погрешность Дх определялась по формуле Ах = 1095(с1/)хт, где г0.«и(40~ коэффициент Стыодента при доверительной вероятности 0,95 и |
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 63 Стьюдента для рассчитанной степени свободы получаем уровень значимости. Различия расценивались как достоверные при уровне значимости р<0,05, т.е. в тех случаях, когда доверительная вероятность различий превышала 95% [ГлянцС., 1999]. На всех графиках погрешности приведены в форме абсолютной погрешности (т.е. интервала, включающего 95% всех выборочных данных). Абсолютная погрешность Ах определялась но формуле Ах = 1оп(с1/)х.т9 где /0>95(<Юкоэффициент Стьюдента при доверительной вероятности 0,95 и степени свободы Л/п 1, п численность выборки [Сидоренко Е.В., 2000; Морозов Ю.В., 2001]. Для построения инте1ральных характеристик групп исследуемых животных применяли факторный анализ с использованием метода главных компонент. В исследование было включено 17 первичных признаков, которые составили исходное 17-мерное признаковое пространство. В дальнейшем в факторном анализе было построено 6-мсрное факторное пространство и в нем определены координаты всех точек, характеризующих каждое животное на всех сроках наблюдения. Затем в этом пространстве были определены координаты центра группы интактных животных и рассчитаны эвклидовы расстояния от всех животных на все сроки наблюдения до этой точки. Координаты центра группы интактных животных Л! _ 2>. определялись по формуле х = ——, где х, координата группы интактных т животных по у-той главной компоненте, х, координата /-го животного группы интактных по у-той главной компоненте, т число животных в интактной группе. Эвклидовы расстояния вычислялись по формуле: А = 7 < ~ Х , У > гДе А ~ эвклидово расстояние от точки, характеризующей положение /-го животного, до центра группы интактных животных, х } координата группы интактных животных по у'-той главной компоненте, х , } |