5.2.1 Úplně znáhodněný plán (0, 3, 3)
Stanovení účinnosti faktoru VIII
Laboratoř provádí stanovení účinnosti v koncentrátech faktoru VIII chromogenní metodou. Laboratoř nemá zkušenosti s tímto typem zkoušky, ale pokouší se ji provést operativně. Byla připravena tři stejná ředění pro referenční a zkoušený přípravek. Navíc byly připraveny i vzorky s nulovou dávkou, přestože nebyla předpokládána linearita závislosti odpovědi (absorbance y) na dávce (x v m.j.) pro velmi nízké hodnoty. Bylo připraveno osm opakování pro každé ředění, což je více, než bývá používáno u rutinních zkoušek.
Tab. 5.2.1-1 Absorbance
|
Nulová dávka
|
Standard S (v m.j./ml) |
Přípravek T (v m.j./ml) | |||||
|
koncentrace
|
B
|
S1 0,01 |
S2 0,02 |
S3 0,03 |
T1 0,01 |
T2 0,02 |
T3 0,03 |
|
0,022 0,024 0,024 0,026 0,023 0,022 0,022 0,023 |
0,133 0,133 0,131 0,136 0,137 0,136 0,138 0,137 |
0,215 0,215 0,216 0,218 0,220 0,220 0,219 0,218 |
0,299 0,299 0,299 0,297 0,297 0,305 0,299 0,302 |
0,120 0,119 0,118 0,120 0,120 0,121 0,121 0,121 |
0,188 0,188 0,190 0,190 0,190 0,191 0,191 0,190 |
0,254 0,253 0,255 0,258 0,257 0,257 0,255 0,254 | |
| průměr |
0,0235 |
0,1351 |
0,2176 |
0,2996 |
0,1200 |
0,1898 |
0,2554 |
Obr. 5.2.1-I
Grafické zobrazení výsledků potvrzuje vizuálně, že závislost odpovědi na dávce skutečně není pro nízké dávky lineární. Odpověď na nulovou dávku nebude tedy použita pro výpočet (ke zdůvodnění tohoto rozhodnutí bude zapotřebí další zkoušky). Vzorce z tabulek 3.3.3-I a 3.3.3-II jsou:
| PS = 0,6524 | PT = 0,5651 |
| LS = 1,4693 | LT = 1,2656 |
| aS = 0,318 | aT = 0,318 |
| bS = 0,329 | bT = 0,217 |
| GS = 0,1554 | GT = 0,1156 |
| JS = 4,17 x 10-8 | JT = 2,84 x 10-6 |
a
| HI = 0,09524 | a' = 0,05298 | K = 1,9764 |
Analýza rozptyluje v tabulkách 5.2.1-II, 3.3.3.1-III a 3.3.3.1-IV.
Tab. 5.2.1-II Analýza rozptylu
|
Zdroj variability |
Stupně volnosti |
Součet čtverců |
Průměrný čtverec |
F-statistika |
Pravděpodobnost |
|
regrese průsečík nelinearita |
2 1 2 |
0,1917 3x10-9 2x10-5 |
0,0958 3x10-9 1x10-5 |
24 850 7x10-9 2,984 |
0,000 0,978 0,061 |
|
ošetření reziduální chyba |
5 42 |
0,1917 1,92x10-4 |
3,86x10-6 |
|
|
| celkem |
47 |
0,1919 |
Byla tedy prokázána statisticky velmi významná závislost odpovědi na dávce, na rozdíl od statisticky nevýznamné odchylky od předpokladu linearity a společného průsečíku. Může být tedy vypočten odhad účinnosti.
| Sklon standardu je b'S = | 6x1,469 - 36x0,0530 | = 0,0822. |
|
84 |
| Sklon zkoušeného přípravku je b'T = | 6x1,266 - 36x0,0530 | = 0,0677. |
|
84 |
| Dosazením do vzorce 3.3.5.1-3 se získá R = | 0,0677 | = 0,823. |
|
0,0822 |
| C = |
0,08222 |
= 1,000083. |
|
0,08222 - 3,86x10-6 x 2,0182 x 0,0357 |
K' = 0,000083 x 0,75 = 0,000062
a 95% interval je 0,823 ± √0,000083 x 1,678 + 0,000062 x (-1,646) = 0,823 ± 0,006.
Odhadovaná relativní účinnost je tedy 0,823 s 95% mezemi spolehlivosti od 0,817 do 0,829.