5.1.1 Dvoudávková vícenásobná zkouška úplně znáhodněná
Stanovení účinnosti kortikotropinu podkožním podáním potkanům
Standard se podával v dávkách 0,25 a 1,0 jednotek na 100 g tělesné hmotnosti. Testovaly se dva přípravky, oba o předpokládané účinnosti 1 jednotka na miligram. Přípravky se tedy podávaly ve stejných dávkách jako standard. Jednotlivé odpovědi a jejich průměry jsou v tabulce 5.1.1-I. Grafická prezentace nevzbuzuje žádné pochybnosti o homogenitě rozptylů a normalitě dat, ale otvírá otázku o platnosti předpokladu rovnoběžnosti u přípravku U.
Tab. 5.1.1-I Odpovědi y množství kyseliny askorbové (mg) ve 100 g nadledvin
|
Standard S |
Přípravek T |
Přípravek U | ||||
|
|
S1 |
S2 |
T1 |
T2 |
U1 |
U2 |
|
|
300 |
289 |
310 |
230 |
250 |
236 |
|
310 |
221 |
290 |
210 |
268 |
213 | |
|
330 |
267 |
360 |
280 |
273 |
283 | |
|
290 |
236 |
341 |
261 |
240 |
269 | |
|
364 |
250 |
321 |
241 |
307 |
251 | |
|
328 |
231 |
370 |
290 |
270 |
294 | |
|
390 |
229 |
303 |
223 |
317 |
223 | |
|
360 |
269 |
334 |
254 |
312 |
250 | |
|
342 |
233 |
295 |
216 |
320 |
216 | |
|
306 |
259 |
315 |
235 |
265 |
265 | |
|
průměr |
332,0 |
248,4 |
329,9 |
244,0 |
282,2 |
250,0 |
Obr. 5.1.1-I
Vzorce v tabulce 3.2.3-I a 3.2.3-II vedou k hodnotám:
| PS = 580,4 | LS = -41,8 | ||||||||
| PT = 567,9 | LT = -39,95 | ||||||||
| PU = 532,2 | LU = -16,1 | ||||||||
|
|
Analýza rozptylu se dokončí za pomoci vzorců z tabulek 3.2.3-III a 3.2.3-IV, viz tabulka 5.1.1-II.
Tab.5.1.1-II Analýza rozptylu
|
Zdroj variability |
Stupně volnosti |
Součet čtverců |
Průměrný čtverec |
F-statistika |
Pravděpodobnost |
|
přípravek regrese nerovnoběžnost |
2 1 2 |
6256,6 63 830,8 8218,2 |
3128,3 63 830,8 4109,1 |
83,38 5,37 |
0,000 0,007 |
|
ošetření reziduální chyba |
5 54 |
78 305,7 41 340,9 |
765,57 |
||
| celkem |
59 |
119 646,6 |
Analýza potvrdila silnou lineární závislost. Odchylka od předpokladu rovnoběžnosti je také silně významná (p = 0,0075). To se dalo očekávat již z grafické prezentace, kde závislost na dávce není u přípravku U paralelní se závislostí na standardu. Tento přípravek se tedy z analýzy vyloučí a výpočet se zopakuje pouze pro přípravek T a standard S .
Tab.5.1.1-III Analýza rozptylu bez přípravku U
|
Zdroj variability |
Stupně volnosti |
Součet čtverců |
Průměrný čtverec |
F-statistika |
Pravděpodobnost |
|
přípravek regrese nerovnoběžnost |
1 1 1 |
390,6 66 830,6 34,2 |
390,6 66 830,6 34,2 |
90,5 0,05 |
0,000 0,831 |
|
ošetření reziduální chyba |
3 36 |
67 255,5 26 587,3 |
738,54 |
||
| celkem |
39 |
93 842,8 |
Výsledky analýzy bez přípravku U jsou v souladu s požadavky linearity a rovnoběžnosti, může se tedy přistoupit k výpočtu účinnosti. Vzorce z části 3.2.5 dají následující výsledky:
Pro společný sklon
| b = | 20 x (-41,8 - 39,95) | = - 58,970 |
|
ln 4 x 10 x 2 |
logaritmus relativní účinnosti
| M'T = | 567,9 - 580,4 | = 0,1060 |
|
2 x (-58,970) |
| C = |
66 830,6 |
= 1,0476 |
|
66 830,6 - 738,54 x 2,0282 |
| V = |
66 830,6 |
= 0,9609 |
|
(-58,970)2 x 2 x 10 |
a logaritmus mezí spolehlivosti
1,0476 x 0,1060 ± √0,0476 x (1,0476 x 0,10602 + 2 x 0,9609) = 0,1110 ± 0,3034
Po odlogaritmování se získá relativní účinnost 1,11 s 95% intervalem spolehlivosti od 0,82 do 1,51.
Po vynásobení předpokládanou účinností přípravku T se získá účinnost 1,11 jednotky/mg s mezemi spolehlivosti od 0,82 do 1,51 jednotek/mg.