Радиоактивность
Страница 6
- 32 - оценивали по уровню мочевой кислоты, прямого и общего билируби- на, состояние белкового обмена - по содержанию общего белка, альбумина, мочевины, креатинина в сыворотке крови, запасающую - по содержанию железа и калия в сыворотке крови. Содержание веществ в крови определялась с помощью унифи- цированных биохимческих методик, адаптированных к автоматичес- кому биохимическому анализатору. Определение концетрации веществ в крови проводилось на ав- томатическом анализаторе фирмы BOEHRINGER MANNHEIM (Austria). 2.3. Определение отдельных компонентов Альбумин Колориметрический метод. Принцип: В буферном растворе (рH 4.05) бромкрезол зел"ный образует с альбумином комплекс, окрашенный в зеленый цвет. Интенсивность окраски комплекса прямо пропорциональна концентрации альбумина в пробе. Методика анализа: Длина волны: 630 нм Температура: комнатная температура Кювета: 1 см Настройка на нуль: контроль реактивов Нормальные значения: 35 - 55 г/л
- 33 - Билирубин (общий и прямой) Колориметрический метод. Принцип: Билирубин, связанный с белком, выделяется с помощью детер- гента. Общий билирубин вступает в реакцию с 2,4-дихлоранилином, образуя окрашенный комплекс, абсорбция которого измеряется при 546 нм. Коньюгированный прямой билирубин определяется без де- тергента. Методика анализа: Длина волны: 546 нм Температура: 20 - 25ёС Кювета: 1 см Настройка на нуль: дистиллированная вода Нормальные значения: Общий билирубин: до 19 мкмоль/л Прямой билирубин: до 5 мкмоль/л Креатинин Колориметрический метод с депротеинизацией,в соответствии с реакцией Яффе. Принцип: В щелочной среде креатинин с пикратом натрия образует про- дукт оранжево-красного цвета (реакция Яффе). Интенсивность ок- раски прямо пропорциональна концентрации креатинина и измеряет- ся при 520 нм.
- 34 - Методика анализа: Длина волны: 520 нм (490 - 530 нм; зел"ный светофильтр) Температура: 20-25ёС Кювета: 1 см Настройка на нуль: контроль реагентов Нормальные значения: 48 - 101 мкмоль/л Общий белок Колориметрический метод. Биурет. Принцип: В щелочной среде белки с ионом меди образуют сине-фиолето- вый комплекс, интенсивность окраски измеряется при 546 нм. Методика анализа: Длина волны: 546 нм (530 - 570 нм, зел"ный светофильтр) Температура: 20-25ёС Кювета: 1 см Настройка на нуль: рабочий раствор. Нормальные значения: 62.0 - 78.0 г/л Мочевина Кинетический, УФ тест для автоматических анализаторов. Метод: Модифицированный метод Тальке и Шуберта. Принцип: х4уреаза Мочевина + Hх42х0О ????????х76х0 2NHх43х0 + СОх42
- 35 - х4ГЛДГ NHх43х0 + альфа-кетоглутарат + HАДФH ????х76х0 глутамат + HАДФ + Hх42х0О Нормальные значения: 2 - 8 ммоль/л Мочевая кислота Ферментативно-колориметрический метод. Принцип: х4уриказа Мочевая кислота + 2Hх42х0О + Ох42х0 ???????х76х0 аллотоин + СОх42х0 + Hх42х0Ох42 х4перокси- Hх42х0Ох42х0 + 2,4-дихлор-фенолсульфанат + 4-аминоантипирин ???????? х4даза ?????х76х0 хинонимин + 4Hх42х0О Методика анализа: Длина волны: 510 нм (492 - 550 нм) Температура: 20-25ёС (30ёС, 37ёС) Кювета: 1 см Настройка на нуль: контроль реактивов Нормальные значения: 150 - 360 мкмоль/л Железо Колориметрический метод. Принцип: В результате активности соляной кислоты тр"хвалентное же- лезо отщепляется от трансферрина и превращается в двухвалентное
- 36 - с помощью восстановителя. В депротеинизированной сыворотке восстановленное железо образует вместе с дисульфонатом батофе- нантролина красное комплексное соединение, интенсивность окрас- ки измеряется при 546 нм. Методика анализа: Длина волны: 510 - 560 нм (546нм, зел"ный светофильтр) Температура: 20-25ёС Кювета: 1 см Настройка на нуль: контроль реактивов Нормальные значения: 14 - 21 мкмоль/л 2.4. Статистические методы Статистические гипотезы Гипотеза - предположение или допущение относительно пара- метров сравниваемых групп, которое выражено в терминах вероят- ности и может быть проверено по выборочным характеристикам. В области биометрии широкое применение получила так назы- ваемая "нулевая гипотеза" (Но). Сущность е" сводится к предпо- ложению, что разница между генеральными параметрами сравнивае- мых групп равна нулю и что различия, наблюдаемые между выбороч- ными характеристиками, носят не систематический, а исключитель- но случайный характер. Противоположная нулевой - "альтернатив- ная гипотеза". Для проверки принятой гипотезы, а следовательно, и досто- верности оценки генеральных параметров по выборочным данным ис-
- 37 - пользуют величины, функции распределения которых известны. Эти величины, называемые "критериями достоверности", позволяют в каждом конкретном случае выявить, удовлетворяют ли выборочные показатели принятой гипотезе. Функции распределения указанных величин табулированы, то есть сведены в специальные таблицы. Уровень значимости, или вероятность ошибки, допускаемой при оценке принятой гипотезы, может различаться. Обычно при проверке статистических гипотез принимают уровень значимости, равный 5% (вероятность ошибочной оценки Р=0,05). В области биометрии применяют два вида статистических кри- териев: параметрические, построенные на основании параметров данной совокупности и представляющие функции этих параметров, и непараметрические, представляющие собой функции, зависящие не- посредственно от вариант данной совокупности с их частотами. Первые служат для проверки гипотез о параметрах совокупностей, распределяемых по нормальному закону, вторые - для проверки ра- бочих гипотез независимо от формы распределения совокупностей, из которых взяты сравниваемые выборки. Применение параметричес- ких критериев связано с необходимостью вычисления выборочных характеристик - средней величины и показателей вариации, тогда как при использовании непараметрических критериев такая необхо- димость отпадает. При нормальном распределении признака параметрические кри- терии обладают большей мощностью, чем непараметрические крите- рии. Они способны более безошибочно отвергать нулевую гипотезу, если она неверна. Поэтому во всех случаях, когда сравниваемые выборки взяты из нормально распределяющихся совокупностей, сле- дует отдавать предпочтение параметрическим критериям.
- 38 - В случае очень больших отличий распределения признака от нормального вида следует применять непараметрические критерии, которые в этой ситуации оказываются часто более мощными. В си- туациях, когда варьирующие признаки выражаются не числами, а условными знаками, применение непараметрических критериев ока- зывается единственно возможным [29]. Предварительная статистическая обработка данных показала, что сравниваемые выборки взяты из совокупностей, в которых распределение признаков отличается от нормального. Выбор критерия Правильное применение параметрических критериев для про- верки статистических гипотез основано на предположении о нор- мальном распределении совокупностей, из которых взяты сравнива- емые выборки. Однако это не всегда имеет место, так как не все биологические признаки распределяются нормально. Немаловажным является и то обстоятельство, что исследователю приходится иметь дело не только с количественными, но и с качественными признаками, многие из которых выражаются порядковыми номерами, индексами и другими условными знаками. В таких случаях необхо- димо использовать непараметрические критерии. Известен целый ряд непараметрических критериев, среди ко- торых видное место занимают так называемые ранговые критерии, применение которых основано на ранжировании членов сравниваемых групп. При этом сравниваются не сами по себе члены ранжирован- ных рядов, а их порядковые номера, или ранги. Одним из таких критериев является U-критерий Уилкоксона
- 39 - (Манна-Уитни). С его помощью можно проверить гипотезу о принад- лежности сравниваемых независимых выборок к одной и той же ге- неральной совокупности или к совокупностям с одинаковыми пара- метрами, то есть нулевую гипотезу. Для расчета U-критерия необходимо: 1. Расположить числовые значения сравниваемых выборок в возрастающем порядке в один об- щий ряд и пронумеровать члены общего ряда от одного до N=п1+п2. Эти номера и будут "рангами" членов ряда. 2. Отдельно для каж- дой выборки найти суммы рангов R и определить величины которые отображают связь между суммами рангов первой и второй выборки. 3. В качестве U-критерия использовать меньшую величину U-факти- ческого, которую сравнить с табличным значением U-стандартного. Условием для сохранения принятой нулевой гипотезы служит нера- венство U-фактический > U-стандартного. Критические точки U-критерия U-стандартного для n1, n2 и принимаемого уровня зна- чимости содержатся в специальных таблицах [29].