Государственная фармакопея Республики Беларусь -
Скачать (прямая ссылка):
Существует несколько методов объединения результатов независимых количественных определений, наиболее приемлемый из них с теоретической точки зрения является довольно сложным при практическом использовании. Ниже описаны три простых метода аппроксимации; однако могут использоваться и другие методы, если выполнены необходимые условия объединения результатов.
Если данные количественного определения основываются на использовании модели параллельных линий или модели пробит-анализа, полученные значения активностей перед объединением необходимо представить в логарифмическом виде; значения активностей, полученные при использовании модели угловых коэффициентов, объединяют без преобразований. Поскольку модель параллельных линий используют чаще, чем модель угловых коэффициентов, в данном разделе в формулах используется символ М, обозначающий натуральный логарифм отношения активностей. Подставляя вместо М отношения угловых коэффициентов R, можно применять те же формулы для определения активностей, найденных при использовании модели угловых коэффициентов. Перед объединением оценки активностей всех исследованных препаратов должны быть скорректированы по отношению к установленной активности.
6.2. ВЗВЕШЕННОЕ ОБЪЕДИНЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ КОЛИЧЕСТВЕННОГО ОПРЕДЕЛЕНИЯ
Данный метод может быть использован только в том случае, если выполняются следующие условия:
1) оценки активностей получены в ходе независимых количественных определений;
2) для каждого из количественных определений значение С близко к 1 (другими словами, меньше чем 1.1);
3) число степеней свободы конкретных неисключенных погрешностей не меньше 6, но желательно, чтобы оно было больше 15;
4) оценки конкретных активностей образуют однородное множество (см. Раздел 6.2.2).
Если эти условия не выполняются, метод нельзя использовать. В этом случае для нахождения наилучшей оценки средней активности, которая затем будет применяться в последующих количественных определениях в качестве предполагаемой активности, может использоваться метод, описанный в Разделе 6.3.
6.2.1. РАСЧЕТ ВЕСОВЫХ КОЭФФИЦИЕНТОВ
Предположим, что проведено n’ количественных определений, в ходе которых получено п’ значений М с соответствующими доверительными интервалами. Для каждого количественного определения рассчитывается логарифмический доверительный интервал L путем вычитания нижнего значения от верхнего. Вес W для каждого значения М вычисляется по формуле 6.2.1.-1, где t имеет то же значение, которое используется при расчете доверительных интервалов.
4t2
W = ^т (6.2.1.-1)
L2
6.2.2. ОДНОРОДНОСТЬ ОЦЕНОК АКТИВНОСТИ
Однородность оценок активностей определяют следующим образом. Отклонение каждого из значений М от взвешенного среднего возводят в квадрат, умножают на соответствующий вес и суммируют по всем количественным определениям. В результате получают статистику, приблизительно распределенную как c2, и которая может использоваться для оценки однородности множества натуральных логарифмов оценок активностей:
С2 »У W(M - M)2 (6.2.2.1)
n'
— У WM
где M =^=----
У w
Если рассчитанное значение с2 меньше табличного значения, соответствующего (n’-1) степеням свободы, то активности однородны, и среднее значение активности, а также доверительные интервалы, рассчитанные при помощи метода, описанного в Разделе 6.2.3 будут обоснованными.
Если рассчитанное значение статистики больше табличного, активности неоднородны. Это означает, что отклонение между конкретными оценками М больше, чем можно было бы ожидать, исходя из оценок доверительных интервалов. То есть между количественными определениями существует значительная вариабельность. В этом случае условие 4 не выполняется и формулы, приведенные в Разделе 6.2.3 не применимы. Вместо них могут быть использованы формулы, приведенные в Разделе
6.2.4.
6.2.3. РАСЧЕТ ВЗВЕШЕННОГО СРЕДНЕГО И ГРАНИЦ ДОВЕРИТЕЛЬНЫХ ИНТЕРВАЛОВ
Для каждого количественного определения рассчитывают значения WM, а их сумму делят суммарный вес всех количественных определений. В результате получают значение логарифма взвешенной средней активности
— У WM
M =-------- (6.2.3.-1)
У w ' ;
стандартная ошибка натурального логарифма средней активности вычисляется как квадратный корень из величины, обратной суммарному весу:
SM =
1
(6.2.3.-2)
yw
а приблизительный доверительный интервал равен антилогарифму значения
