CC BY
16
акромiального дiаметра до трохантерiального тазу, що вказуе на наявнiсть гормонального дис-po3Mipy тазу та вiдставання розвитку розмiрiв балансу.
СПИСОК Л1ТЕРАТУРИ
1. Абрамов В.В. Становление функции эндокринной и кардиореспираторной систем спортсменок пубертатного возраста: Автореф. дис. ... д-ра мед. наук. - С.Пб., 1992. - 42 с.
2. Абрамов В., Смирнова Е., Абрамов С. Становление функции эндокринной системы спортсменок пубертатного возраста // Спортивная медицина. -2004. - № 1-2. - С. 21-28.
3. Беляев О. А. Оцшка фiзичного розвитку дггей та пвдлитав 3-17 рошв Придншровського репону за iндексом маси тша // Медичш перспективи. - 1999. -Т. IV, № 1. - С. 91-93.
4. К оценке физического развития студентов на всех сроках обучения в вузе: Метод. рекомендацп. -Дншропетровськ, 1981. - 17 с.
5. Лапач С.Н., Чубенко А.В., Бабич П.Н. Статистические методы в медико-биологических исследованиях с использованием Excel. - 2-е изд., перераб. и доп. - К.: МОРИОН, 2001. - 408 с.
6. Мартиросов Э.Г. Методы исследования в спортивной антропологии. - М.: Физкультура и спорт, 1982. - 199 с.
7. Никитюк Б.А. Интегративная антропология (спортивно-морфологический и валеологический аспекты). - Винница; М.: ВГМУ, 1997. - 203 с.
8. Оцшка фiзичного розвитку та статевого доз-рiвання дней та пвдлитав: Метод. рекомендацп /ДДМА, каф. госштально! педiатрп № 1. - Дншропетровськ, 2003. - 14 с.
9. Рублевська Н.1. Ф1зичний розвиток дггей дош-кшьного вщу промислового регюну // Медичш перспективи. - 1998. - Т. III, № 2. - С. 92-93.
10. Ювенолопя. Практикум з гадликово! медици-ни / За ред. Л.К. Пархоменко. - Х.: Факт, 2004. - 720 с.
11. Anthropometric profiles of elite triathletes / T.R. Ackland, B.A. Blanksby, G. Landers, D. Smith // J. Science Med. Sport. - 1998. - Vol. 1, N1. - P. 52-56.
12. Borer K.T. The effects of exercise on growth // Sports Medicine. - 1995. - Vol. 20, N6. - P. 375-397.
13. Cronau H., Brown R.T. Growth and development: physical, mental, and social aspects // Primary Care. Clin. Office Practice. - 1998. - Vol. 25, N1. - P. 23-47.
14. Does repetitive physical loading inhibit radial growth in female gymnasts? / D. Caine, W. Howe, W. Ross, G. Bergman // Clin. J. Sport Medicine. - 1997. -Vol. 7, N4. - P. 302-308.
15. Effect of high performance sports on puberty development of female and male gymnasts / Weimann E., Witzel C., Schwidergall S., Bohles H.J. // Wiener Medizinische Wochenschrift. - 1998. - Vol. 148, N10. - P. 231-234.
16. Malina R.M., Bielicki T. Retrospective longitudinal growth study of boys and girls active in sport // Acta Paediatrica. - 1996. - Vol. 85, N5. - P. 570-576.
♦
УДК 612.6:330.59-053.6
С.А. Щудро, О.М. Мацуга
1МОВ1РН1СНА ОЦ1НКА ВЗАСМОЗВ'ЯЗКУ Ф1ЗИЧНОГО РОЗВИТКУ ТА ЯКОСТ1 ЖИТТЯ П1ДЛ1ТК1В
Дтпропетровська державна медична академiя кафедра гтени та екологИ (зав. - д.мед.н., проф.Е.А.Деркачов) Днтропетровський нацюнальний утверситет кафедра математичного забезпечення ЕОМ (зав. - д.техн. н. О.Г. Байбуз)
Ключовi слова: взаемозв 'язок, физичний розвиток, яюсть життя, тдлтки Key words: interrelationship, physical development, life quality, adolescents
Резюме. Проведено открытое контролируемое исследование, в которое после получения информированного согласия включено 122 ученика 9-11 классов Днепропетровского лицея-интерната в возрасте 14-17 лет. У них изучалось качество жизни (КЖ) с использованием «Краткого общего вопросника статуса здоровья» (MOS SF-36) и факторов, которые влияют на КЖ подростков, с применением специально разработанной анкеты. Установлена взаимосвязь физического развития и КЖ под-
ростков. Обработка статистических данных проводилась с использованием методов корреляционного анализа и вероятностной оценки функций распределения показателей физического развития и КЖ. Доказано, что наиболее распространенными для подростков являются границы показателя возраст/масса тела в диапазоне 0,25-0,3; физического статуса более 80 и показателей психического и общего статуса в диапазоне 50-70. Рекомендована разработка лечебно-профилактических мероприятий среди подростков, направленная на улучшение их психического и общего статуса.
Summary. Open controlled investigation included 122 pupils of 9-11 forms of Dnipropetrovsk regional lyceum, aged 14-17 years (informed concent was received). Life quality (LQ) using "Brief general questionnaire of health status" (MOS SF-38) " and factors influencing LQ of adolescents were studied with the use of specially developed questionnaire. The interrelationship of physical development and LQ of adolescents was established. Processing of statistic results was done using methods of correlational analysis and probable assessment offunction of distribution of physical development findings and LQ findings. It was proved, that for the adolescents the most widespread are the limits of age/body weight finding in the range 0,25-0,3; physical status more than 80 and findings of psychic and general status in the range 50-70. It is recommended to develop treatment - prophylactic measures aimed at improvement ofpsychic and general status of adolescents.
Особливютю дитячого та шдлггкового вшу е постшно перебтаючий процес росту та розвитку, у ходi якого вщбуваеться формування доросло1 людини [2, 3]. Тому фiзичний розвиток у цьому вщ е одшею i3 провщних ознак здоров'я, вщ яко1 залежать вс iншi його показники [2, 3, 5].
Щд термшом '^зичний розвиток" розумдать стан анатомiчних та фiзiологiчних властивостей та якостей оргашзму, як визначають резерв його життевих сил та фiзичну працездатшсть (силу, витривалють). По вщношенню до дггей та шд-л^юв, у яких тривае зростання та розвиток, таке визначення мае бути розширеним за рахунок бюлопчних процешв та включати особливосп ïx переб^у, досягнутий рiвень фiзичного та ста-тевого розвитку [2, 3, 5]. Кшьюсть ознак, яю визначають розвиток людини, досить велика. 1з медичною та педагопчною метою найчастше використовують соматометричш показники: дов-жина (рют), маса тша чи об'ем грудноï кттки.
Мета роботи - визначити стушнь впливу ф> зичного розвитку шдлггюв на ïx якiсть життя (ЯЖ).
МАТЕР1АЛИ ТА МЕТОДИ ДОСЛ1ДЖЕНЬ
Вiдкрите контрольоване дослiдження, яке шс-ля отримання iнформованоï згоди проводилось на базi Днiпропетровського обласного медичного лщею-штернату, охоплювало 122 учнi 9-11 кла-сiв, вiком вiд 14 до 17 роюв. Серед пiдлiткiв юнаюв було 43 (35,25%), дiвчат - 79 (64,75%). Пщл^ки самостiйно протягом 15 хвилин запов-нювали опитувальник (ОП) з ЯЖ MOS-SF-36. Визначення критерив ЯЖ за MOS-SF-36 описане нами у попереднш роботi [11].
Нами було розроблено "Карту для вивчення якост життя та фактов, яК на не! впливають, у пiдлiткiв 14-17 роив, що навчаються у загаль-ноосвiтнiх школах та лщеях" Карта охоплювала 35 провщних факторiв, якi, за даними лiтератури, впливають на ЯЖ шдлптав [2, 3, 5, 7]. Анкетування проводилось анонiмно з метою отримання бшьш вiроriдноl шформацл.
Статистична обробка отриманих результатiв проводилась iз використанням локально! авто-матизовано! системи Drozd [4]. Дослiдження взаемозв'язку щцексу В/М, що характеризуе фь зичний розвиток, та ЯЖ (зокрема фiзичного статусу (ФС), псимчного статусу (ПС) та загального статусу (ЗС)) шдл^юв проводили шляхом оцiнювання iмовiрностей (ризику) перебування шдл^юв у визначених зонах контролю за масивами реаль зацл показникв В/М та ЯЖ (ФС, ПС, ЗС). Д> лянка реалiзацil показникiв згiдно з медичними нормами розбивалась на зони контролю сташв здоров'я шдл^юв. Найбiльш проста з обчи-слювально! точки зору оцшка iмовiрностей у зонах контролю отримана шляхом шдрахунку гiстограмних iмовiрностей в зонах контролю, як пiдраховувались на основi вхiдних даних, що е неповними. Тому вони потребували уточнення. З цiею метою оцiнювання iмовiрностей в зонах контролю проводилось також на основi оцiнки функцп розподшу (або, що тотожньо, функцп щшьносп розподiлу) показника В/М та одного з показниюв ЯЖ (ФС, ПС чи ЗС). Технолопя оцiнювання iмовiрностей в зонах контролю на основi оцiнки функци розподiлу показникiв,
наведена в [10] на прикладi даних добового мо- ходження оцшок iмовiрностей в зонах контролю нiторингу артерiального тиску, передбачае зна- на пiдставi виразу:
р^ = Ц ¿(х, у )Ыу, (1)
,у
Б.
де рI у - ощнка ¡мов!рност1 в зон контролю Б,,, £(х, у ) — оцшка функци щшьносп розподшу показника В/М та показника ЯЖ (ФС,
,У ПС, ЗС).
V
Визначення значення (1) здiйснювалось методом чисельного обчислення iнтеграла [10].
Проводилось як параметричне, так i непара-метричне оцшювання функци щiльностi розподь лу показниюв фiзичного розвитку та ЯЖ шдлп-кiв £(х, у). Враховуючи неоднорiднiсть даних, параметрична оцшка функци щiльностi здшсню-валась у виглядi сумiшi нормальних розподiлiв [6, 8]. У статп наведено результати вщтворення сумiшi нормальних розподiлiв, а саме знайдет
оцiнки параметрiв сумш^ Непараметричне ощ-нювання функци щшьносп проводилось на осно-вi локальних полiномiальних сплайнiв на основi Б-сплайшв, близьких до iнтерполяцiйних у се-редньому, згiдно з [9]. В обох випадках вико-нувалась перевiрка достовiрностi дано! оцiнки на основi критерiю згоди %2-Ирсона.
Знайденi оцшки iмовiрностей в зонах контролю перевiрялись на значущiсть на основi статистично! характеристики [1]:
и = р 1,
що е нормально розподшеною. Якщо Щ — и^2 , то при р1вн1 значущосп а оцшка е незначущою.
V
Знайденi оцiнки iмовiрностей в зонах контролю наведет у виглядi таблиць, де найбшып iмовiрнi зони контролю позначено жирним шрифтом.
Подальший аналiз був пов'язаний iз порiв-нянням мiж собою оцшок iмовiрностей в зонах контролю, знайдених рiзними способами: псто-
грамних, знайдених на основi параметрично! та непараметрично! оцiнки функци щiльностi роз-подiлу показника В/М та одного з показниюв ЯЖ. Перевiрка рiвH)OCтi ощнок iмовiрностей в зонах контролю рР, V та рР, у , знайдених рiзни-ми способами, здiйснювалась на основi статистики [1]:
и = (р О- Р ($)/
рв I1 - р Ш. рту (1 - р\:
,(1)
N
+ ■
N
(2),
що е нормально розподшеною. Якщо Щ — и а! 2 , то при рiвнi значущост а оцiнки iмовiрностей, знайдеш рiзними способами, рiвнi I собою.
Результати порiвняння оцiнок iмовiрностей подано в таблицях, де для кожно! зони контролю, о^м зон iз нульовими iмовiрностями, наведено значення статистики [2]. Обрано рiвень зна-чущостi а=0,1 (и0д/2=1,64).
РЕЗУЛЬТАТИ ТА IX ОБГОВОРЕННЯ
За масивом реатзаци показникiв В/М та ФС знайдено пстограмш оцiнки iмовiрностей в зо-
нах контролю (табл. 1).
Оцшки ймовiрностей в зонах контролю (табл. 2) знайдено i за результатами непараметричного оцшювання функци щшьносп, проведеного з використанням локальних полiномiальних сплай-нiв, близьких до штерполяцшних у середньому [9]. Оцшювання проведено адекватно з вiро-пдшстю 0,9988 (за критерiем %2-Ирсона).
Пстограмш оцшки 1мов1рностей в зонах контролю
ФС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 0 0 0 0,0082 0
30-40 0 0,0082 0,0082 0,0082 0
40-50 0,0082 0,0082 0,0164 0,0246* 0,0082
50-60 0 0,0492* 0,0574* 0,0410* 0,0082
60-70 0,0082 0,0328* 0,0656* 0,0164 0
70-80 0 0,0246* 0,0738* 0,0492* 0,0082
80-90 0,0082 0,0984* 0,0738* 0,0164 0,0082
>=90 0,0082 0,0656* 0,1148* 0,0574* 0,0164
Примака: * - значущi оцiнки iмовiрностей
Поряд iз цим проведено параметричне оцшю-вання функци щiльностi розподшу показникiв ФС i В/М у виглядi сумiшi двох двовимiрних нормальних розподiлiв, результати якого наве-
дено у таблиц 3. За крит^нем % -Пiрсона фун-кцiю щшьносп вiдтворено адекватно з вiро-пдшстю 0,8049.
Таблиця 2
Оц1нки 1мов1рностей в зонах контролю, знайден1 на основ! непараметричного
оц1нювання функцн щшьност1
ФС \ В/М 1 02 1 0,2-0,25 | 0,25-0,3 | 0,3-0,35 | >=0,35
<30 0,0004 0,0025 0,0046 0,0030 0,0006
30-40 0,0028 0,0074 0,0124 0,0082 0,0026
40-50 0,0069 0,0141 0,0237* 0,0147 0,0054
50-60 0,0103 0,0249* 0,0479* 0,0258* 0,0072
60-70 0,0111 0,0318* 0,0607* 0,0317* 0,0079
70-80 0,0113 0,0431* 0,0654* 0,0332* 0,0089
80-90 0,0151 0,0755* 0,0878* 0,0400* 0,0114
>=90 0,0091 0,0492* 0,0590* 0,0230* 0,0067
Примака! * —значущi оц1нки iмовiрностей
Таблиця 3
Оц1ики параметр1в сум1ш1 двох нормальних розпод1л1в
Параметр 1 компонента 2 компонента
Середне по В/М 0,2628 0,273
Середне по ФС 92,54 64,18
Середньоквадратичне по В/М 0,0413 0,0444
Середньоквадратичне по 4,363 14,74
ФС
Вага компоненти 0,3828 0,6175
Коефщент кореляци 0,0252** -0,054**
Примiтка: ** - незначущi коефiцiенти кореляци
Аналiз отриманих оцiнок параметрiв сумiшi двох нормальних розподшв свiдчить про бшьш
високе середне значення показника ФС для пер-шо! компоненти сумшь Середнi значення показника В/М для обох компонент сумiшi майже рiвнi. Тобто перша компонента сумiшi описуе стан пiдлiткiв iз бшьш високою ЯЖ, а друга - з бшьш низькою.
На основi вщтворено! сумiшi нормальних роз-подшв оцiнено iмовiрностi реалiзацiй показни-юв В/М та ФС у зонах контролю (табл. 4).
Результати порiвняння (табл. 5-7) оцшок iмо-вiрностей (гiстограмних, знайдених на основi параметричного та непараметричного оцшю-вання функци щiльностi розподiлу показникiв В/М та ФС) свщчать про те, що в кожиш зош контролю оцшки iмовiрностей, знайденi рiзними способами, не вiдрiзняються мiж собою, оскiльки наведет в таблицях 5-7 значення статистики (2) меншi критичного значення ua/2=1,64.
Оцшки iмовiрностей в зонах контролю, знайдеш на основi вщтворення сум1ш1
нормальних розподiлiв
ФС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 0,0001 0,0012 0,0020 0,0011 0,0002
30-40 0,0003 0,0065 0,0109 0,0059 0,0010
40-50 0,0033 0,0164 0,0320* 0,0172 0,0029
50-60 0,0063 0,0326* 0,0581* 0,0323* 0,0055
60-70 0,0075 0,0427* 0,0665* 0,0389* 0,0066
70-80 0,0059 0,0332* 0,0545* 0,0275* 0,0051
80-90 0,0093 0,0505* 0,0734* 0,0302* 0,0043
>=90 0,0131 0,0717* 0,1032* 0,0397* 0,0037
Примака: * - - значущi оцшки iмовiрностей
Таблиця 5
Результати порiвняння оц1нок iмовiрностей: Нстограмних та знайдених на основi непараметричного оцшювання функци щ1льност1
ФС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 -0,2210 -0,5530
30-40 -0,5853 0,0710
40-50 0,1173 -0,4390
50-60 -1,1268 1,0069
60-70 -0,2317 0,0442
70-80 -1,1808 -0,8000
80-90 -0,5025 0,6353
>=90 -0,0759 0,5510
-0,7509 0,5446 -0,2706
-0,3250 0,0000 -0,5639
-0,4069 0,5574 0,2661
0,3323 0,6613 0,0894
0,1573 -0,7810 -0,9856
0,2578 0,6293 -0,0594
-0,4014 -1,1163 -0,2537
1,5548 1,3731 0,7098
Таблиця 6
Результати порiвняння оцшок iмовiрностей: Нстограмних та знайдених на основi параметричного оцшювання функцн щ1льност1
ФС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 -0,1105 -0,3829 -0,4945 0,8162 -0,1562
30-40 -0,1913 0,1555 -0,2168 0,2147 -0,3495
40-50 0,5064 -0,5815 -0,7939 0,4042 0,5575
50-60 -0,8795 0,6552 -0,0234 0,3617 0,2557
60-70 0,0620 -0,4058 -0,0283 -1,0743 -0,9003
70-80 -0,8509 -0,4011 0,6157 0,8840 0,2980
80-90 -0,0923 1,4311 0,0120 -0,7152 0,3866
>=90 -0,3729 -0,1884 0,2908 0,6438 0,9965
Результати пор1вняння оцшок iмовiрностей, знайдених на основi параметричного та непараметричного оц1нювання функцн щ1льност1
ФС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 0,1482 0,2363 0,3542 0,3282 0,1562
30-40 0,4966 0,0846 0,1092 0,2147 0,2949
40-50 0,3948 -0,1466 -0,3941 -0,1559 0,3038
50-60 0,3444 -0,3600 -0,3557 -0,3023 0,1672
60-70 0,2930 -0,4497 -0,1856 -0,3048 0,1197
70-80 0,4570 0,4038 0,3587 0,2595 0,3561
80-90 0,4128 0,8047 0,4133 0,4161 0,6289
>=90 -0,2982 -0,7382 -1,2687 -0,7493 0,3258
З аналiзу оцiнок iмовiрностей у зонах контролю для показниюв В/М та ФС, знайдених рiзними способами, випливае, що найбшьш iмо-вiрним е стан тдлитав, при якому показник В/М змшюеться вiд 0,2 до 0,3, а показник ФС е бшь-шим за 80.
Знайдеш за масивом реалiзацi! показникiв В/М та ПС пстограмш оцiнки iмовiрностей у зонах контролю наведено у таблищ 8.
Таблиця 8
Гктограмш оц1нки iмовiрностей у зонах контролю
ПС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<10 0 0,0082 0 0 0
10-20 0 0,0082 0 0 0
20-30 0 0,0082 0,0246* 0,0082 0
30-40 0 0,0328* 0,0492* 0,0410* 0
40-50 0,0082 0,0410* 0,0410* 0,0246* 0,0164
50-60 0,0082 0,0328* 0,0902* 0,0738* 0,0082
60-70 0,0082 0,0656* 0,0492* 0,0164 0,0082
70-80 0 0,0410* 0,0820* 0,0328* 0
80-90 0,0082 0,0082 0,0410* 0,0164 0,0164
>=90 0 0,0410* 0,0328* 0,0082 0
Примака:* — значущi оцiнки iмовiрностей
Для !х уточнення проведено непараметричне оцшювання функцп щiльностi розподiлу по-казникiв В/М та ПС (адекватно з вiрогiднiстю 0,9971 за критерiем %2-Ирсона). Знайденi на його основi оцiнки iмовiрностей в зонах контролю подано у таблищ 9.
Параметричне оцшювання функци щiльностi розподiлу показниюв ПС i В/М проведено у вигщщ сумiшi трьох двовимiрних нормальних розподiлiв (з вiрогiднiстю 0,3394 зпдно з критерiем % -Пiрсона). Результати наведено у таблищ 10.
Оцшки iмовiрностей у зонах контролю, знайдеш на ochobî непараметричного
оцшювання функци щшьносп
ПС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<10 0.0003 0.0008 0.0008 0.0005 0.0001
10-20 0.0032 0.0086 0.0092 0.0052 0.0011
20-30 0.0059 0.0192 0.0208 0.0118 0.0033
30-40 0.0092 0.0307* 0.0376* 0.0219 0.0062
40-50 0.0128 0.0372* 0.0581* 0.0351* 0.0087
50-60 0.0135 0.0395* 0.0702* 0.0403* 0.0091
60-70 0.009 0.0388* 0.0647* 0.0298* 0.0067
70-80 0.0056 0.0365* 0.0523* 0.0190 0.0054
80-90 0.0056 0.0323* 0.0384* 0.0148 0.0064
>=90 0.0039 0.0197 0.0205 0.0088 0.0047
Прим1тка: * - значущ1 оцшки 1мов1рностей
Таблиця 10
Оцшки параметрiв сум1ш1 трьох нормальних розподШв
Параметр 1 компо- 2 компо- 3компонента
нента нента
Середис по В/М 0,2336 0,2929 0,3607
Середнс по ПС 60,17 59,32 59,29
Середньоквадратичне по В/М 0,0279 0,0177 0,02
Середньоквадратичне по ПС 21,32 17,56 20,51
Вага компонента 0,4694 0,4714 0,0592
Коефщкнт кореляци 0,0732** -0,1001** 0,3744*** Прим1тки: ** - незначущ1 коефщенти кореляци; *** -значущ1 коефщенти кореляци
З аналiзу отриманих ощнок параметрiв сумiшi випливае, що перша компонента сумiшi описуе стан шдлггюв iз найбiльш низьким середнiм значенням показника В/М (0,2336), друга - з трохи
вищим (0,2929), третя - з найбiльш високим (0,3607).
Оцшки iмовiрностей у зонах контролю, знайдеш на основi вщтворення сумiшi нормальних розподiлiв, подано у таблиц 11.
Таблиця 11
Оцшки iмовiрностей у зонах контролю, знайдеш на основi вiдтворення сумiшi
нормальних розподШв
ПС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<10 0.0001 0.0005 0.0004 0.0002 0.0001
10-20 0.0015 0.0054 0.0056 0.0024 0.0006
20-30 0.0035 0.0134 0.0161 0.0076 0.0015
30-40 0.0054 0.0270* 0.0372* 0.0182 0.0030
40-50 0.0071 0.0430* 0.0651* 0.0323* 0.0051
50-60 0.0089 0.0537* 0.0857* 0.0408* 0.0085
60-70 0.0089 0.0539* 0.0867* 0.0377* 0.0084
70-80 0.0072 0.0412* 0.0692* 0.0242* 0.0065
80-90 0.0047 0.0262* 0.0392* 0.0128 0.0040
>=90 0.0022 0.0125 0.0155 0.0047 0.0018
Прим1тка:* - значущ1 оцшки ¡мов1рностей
Результати порiвняння (табл. 12-14) ощнок зон контролю вони не вiдрiзняються мiж собою iмовiрностей у зонах контролю, знайдених рiз- (значення статистики (2) (табл. 12-14) меншi ними способами, свщчать про те, що в кожнш иа/2=1,64).
Таблиця 12
Результати порiвняння оц1нок iмовiрностей: гiстограмних та знайдених на основi непараметричного оц1нювання функщ!' щ1льност1
ПС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<10 -0.1913 0.8648 -0.3125 -0.2470 -0.1105
10-20 -0.6258 -0.0342 -1.0643 -0.7986 -0.3665
20-30 -0,8509 -0,7399 0,1993 -0,2826 -0,6356
30-40 -1,0643 0,0935 0,4448 0,8560 -0,8724
40-50 -0,3526 0,1531 -0,6159 -0,4821 0,5406
50-60 -0,3997 -0,2804 0,5755 1,1310 -0,0759
60-70 -0,0677 0,9427 -0,5227 -0,6974 0,1362
70-80 -0,8289 0,1821 0,9284 0,6792 -0,8139
80-90 0,2453 -1,3412 0,1040 0,1008 0,7365
>=90 -0,6911 0,9716 0,5969 -0,0510 -0,7590
Таблиця 13
Результати порiвняння оц1нок iмовiрностей: гiстограмних та знайдених на основi параметричного оц1нювання функщ!' щ1льност1
ПС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<10 -0.1105 0.9154 -0.2210 -0.1562 -0.1105
10-20 -0.4281 0.2661 -0.8289 -0.5418 -0.2706
20-30 -0,6546 -0,3931 0,4704 0,0529 -0,4281
30-40 -0,8139 0,2660 0,4612 1,0531 -0,6059
40-50 0,0986 -0,0779 -0,8410 -0,3618 0,8571
50-60 -0,0594 -0,8035 0,1241 1,1118 -0,0257
60-70 -0,0594 0,3856 -1,1671 -1,0277 -0,0172
70-80 -0,9406 -0,0079 0,3783 0,4038 -0,8934
80-90 0,3416 -1,0839 0,0717 0,2344 0,9657
>=90 -0,5186 1,3850 0,8816 0,3416 -0,4690
Отримаш iмовiрностi реалiзацi! показникiв В/М та ПС у зонах контролю свщчать, що най-бшьш характерними для групи пiдлiткiв е значення показника В/М 0,25-0,3 при значеннях показника ПС 50-70.
Знайдеш за масивом реатзаци показниюв В/М та ЗС гiстограмнi ощнки iмовiрностей у
зонах контролю наведено у таблищ 15.
Оцiнки iмовiрностей у зонах контролю, знай-деш за результатами непараметричного ощню-вання функци щiльностi розподiлу показникiв В/М та ЗС, наведено у таблищ 16. За крш^ем %2-Ирсона, ощнювання функцi! щiльностi проведено адекватно з вiрогiднiстю 0,993.
Результати порiвняння оцшок iмовiрностей, знайдених на основi параметричного та непараметричного оцшювання функци щшьносп
ПС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<10 0.1105 0.0919 0.1276 0.1253 0.0000
10-20 0.2743 0.2998 0.3281 0.3555 0.1340
20-30 0,2741 0,3578 0,2728 0,3348 0,2874
30-40 0,3487 0,1727 0,0165 0,2062 0,3695
40-50 0,4487 -0,2309 -0,2274 0,1212 0,3397
50-60 0,3415 -0,5265 -0,4517 -0,0198 0,0502
60-70 0,0083 -0,5613 -0,6501 -0,3418 -0,1534
70-80 -0,1567 -0,1900 -0,5529 -0,2794 -0,1117
80-90 0,0982 0,2828 -0,0324 0,1339 0,2607
>=90 0,2408 0,4470 0,2938 0,3912 0,3981
Таблиця 15
Остограмш оцiнки iмовiрностей у зонах контролю
ЗС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 0 0,0082 0,0082 0,0082 0
30-40 0 0,0082 0,0164 0,0246* 0
40-50 0 0,0328* 0,0738* 0,0328* 0,0082
50-60 0,0164 0,0738* 0,0984* 0,0410* 0
60-70 0 0,0738* 0,0902* 0,0574* 0,0164
70-80 0 0,0410* 0,0984* 0,0492* 0,0082
80-90 0,0164 0,0492* 0,0164 0,0082 0,0082
>=90 0 0 0,0082 0 0,0082
Прим1тка:* - значущ1 оцшки 1мов1рностей
Таблиця 16
Оцiнки iмовiрностей у зонах контролю, знайдеш на основi непараметричного оцшювання функцп щiльностi
ЗС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 0,0002 0,0020 0,0046 0,0025 0,0004
30-40 0,0038 0,0190 0,0330* 0,0163 0,0029
40-50 0,0124 0,0467* 0,0622* 0,0276* 0,0062
50-60 0,0161 0,0573* 0,0788* 0,0413* 0,0100
60-70 0,0151 0,0554* 0,0817* 0,0469* 0,0114
70-80 0,0126 0,0511* 0,0715* 0,0352* 0,0093
80-90 0,0079 0,0297* 0,0364* 0,0159 0,0080
>=90 0,0026 0,0080 0,0074 0,0028 0,0038
Прим1тка:* - значущ1 оцшки 1мов1рностей
Параметричне оцшювання у вигщщ сумiшi трьох двовимiрних нормальних розподшв проведено адекватно з вiрогiднiстю 0,9913 (згiдно з критерiем %2-Ирсона). Результати вiдтворення наведено у таблиц 17.
З аналiзу отриманих оцшок параметрiв ви-пливае, що середш значення показника ЗС для друго! та третьо! компонент сумiшi майже рiвнi; для друго! компоненти — середне значення показника В/М е нижчим, нiж для третьо!. Перша ж компонента сумiшi описуе стан тдлитав iз бiльш високим значенням показника ЗС. Отже, за параметрами В/М та СЗ тдлитав можна розбити на три групи: до першо! потрапляють пiдлiтки з найбшьш високим СЗ, до друго! — з бшьш низьким ЗС, а до третьо! — з таким самим ЗС, що i до друго!, але з бiльшим значенням показника В/М.
Ощнки iмовiрностей у зонах контролю,
нормальних
Ощнки параметрiв сумiшi трьох нормальних розподiлiв
Параметр 1 компонента 2 компонента 3 компонента
Середне по В/М 0,2741 0,2384 0,2937
Середне по ЗС 71,11 51,44 52,22
Середньоквадратичне по В/М 0,0493 0,0297 0,0144
Середньоквадратичне по ЗС 10,29 9,774 14,48
Вага компоненти 0,4926 0,2699 0,2374
Коефщент кореляци -0,2238*** -0,1575*** -0,3513***
Примiтка: *** —значущi коефiцiенти кореляцi!
На основi вiдтворено! сумiшi нормальних роз-подшв оцiнено iмовiрностi реалiзацiй показни-юв В/М та ЗС у зонах контролю (табл. 18).
Таблиця 18
знайдеш на основi в1дтворення сум1Ш1 розподiлiв
ЗС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 0 0,0012 0,0035 0,0020 0
30-40 0,0007 0,0171 0,0299* 0,0139 0
40-50 0,0088 0,0467* 0,0691* 0,0274* 0,0006
50-60 0,0107 0,0663* 0,0971* 0,0418* 0,0038
60-70 0,0145 0,0584* 0,1066* 0,0512* 0,0101
70-80 0,0118 0,0528* 0,0774* 0,0424* 0,0111
80-90 0,0051 0,0225* 0,0397* 0,0131 0,0031
>=90 0,0008 0,0037 0,0065 0,0037 0
Примака:* — значущi оцiнки iмовiрностей
Оцiнки iмовiрностей для показниюв В/М та няються мiж собою в жоднш зонi контролю, про ЗС, знайдеш рiзними способами, не в^^з- що свщчать результати !х порiвняння (табл. 19-21).
Таблиця 19
Результати порiвняння оц1нок iмовiрностей: гктограмних та знайдених на основi непараметричного оцшювання функщ! щ1льност1
ЗС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 -0,1562 0,6804 0,3527 0,6107 -0,2210
30-40 -0,6822 -0,7291 -0,8365 0,4582 -0,5957
40-50 -1,2377 -0,5560 0,3600 0,2373 0,1848
50-60 0,0185 0,5210 0,5390 -0,0118 -1,1101
60-70 -1,3676 0,5850 0,2369 0,3690 0,3336
70-80 -1,2477 -0,3765 0,7544 0,5442 -0,0923
80-90 0,6064 0,7834 -0,9762 -0,5515 0,0174
>=90 -0,5639 -0,9919 0,0710 -0,5853 0,4452
Результати порiвняння оцшок iмовiрностей: гктограмних та знайдених на основi параметричного оцiнювання функцп щiльностi
ЗС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 0,8004 0,4816 0,6804
30-40 -0,2923 -0,6225 -0,7019 0,6087
40-50 -1,0407 -0,5560 0,1425 0,2469 0,8983
50-60 0,3852 0,2295 0,0342 -0,0314 -0,6822
60-70 -1,3398 0,4843 -0,4302 0,2137 0,4305
70-80 -1,2070 -0,4361 0,5797 0,2541 -0,2317
80-90 0,8571 1,1246 -1,1049 -0,3729 0,5317
>=90 -0,3125 -0,6731 0,1555 -0,6731 1,0043
Таблиця 21
Результати порiвняння оцшок iмовiрностей, знайдених на основi параметричного та непараметричного оцшювання функцп щшьносп
ЗС \ В/М <0,2 0,2-0,25 0,25-0,3 0,3-0,35 >=0,35
<30 0,1562 0,1563 0,1353 0,0824 0,2210
30-40 0,5113 0,1115 0,1387 0,1537 0,5957
40-50 0,2746 0,0000 -0,2176 0,0096 0,7522
50-60 0,3669 -0,2920 -0,5049 -0,0196 0,5854
60-70 0,0388 -0,1011 -0,6665 -0,1555 0,0985
70-80 0,0569 -0,0598 -0,1756 -0,2912 -0,1399
80-90 0,2722 0,3528 -0,1347 0,1830 0,5154
>=90 0,3413 0,4406 0,0846 -0,1235 0,6822
Анатз результатiв, отриманих за масивом реалiзацiï показникiв В/М та ЗС, свщчить про те, що найбiльш iмовiрними для пiдлiткiв е значення показника В/М вщ 0,25 до 0,3 при значеннях показника ЗС вщ 50 до 70.
Результати, отримаш шляхом як параметричного, так i непараметричного оцшювання функци щшьност розподшу показникiв В/М та ФС, ПС, ЗС, вщповщають природi вxiдниx даних, про що свщчать результати застосування критерiю Х2-Ирсона. Проте на основi непараметричного оцiнювання отримуемо бшьш вiрогiднi результати. Перевагою оцшювання функци щшьносп у виглядi сумiшi нормальних розподiлiв е отри-мання iмовiрнiсноï моделi, що дае додатковi можливостi аналiзу структури даних. Врахову-ючи, що оцiнки iмовiрностей, знайденi рiзними способами, в жоднш зонi контролю не вiдрiз-няються мiж собою, можуть бути рекомендоваш обидва способи знаходження iмовiрностей у зонах контролю в залежност вщ потреб дослщ-ника.
Аналiз отриманих оцшок îmobîphoctct у зонах контролю показниюв В/М та ФС, ПС, ЗС свщчить про те, що для тдлитав 14-17 роюв, як дiвчат, так i юнаюв, найбiльш характерними е значення показника В/М в межах 0,25-0,3 при найвищих для показника ФС значеннях (>80) та при середшх для показниюв ПС i ЗС значеннях (50-70).
ВИСНОВКИ
1. Дiапазон значень показника В/М 0,25-0,3 може бути "нормою" для оцшки фiзичного роз-витку тдлитав.
2. Розробка заходiв щодо покращення ЯЖ тд-литав мае базуватися на полiпшеннi, у першу чергу, 1х ПС та ЗС.
3. Подальшi дослiдження можуть бути спря-мованi на знаходження та порiвняння iмовiрнос-тей у зонах контролю для рiзних груп шдлпюв iз урахуванням стандартiв ix фiзичного та псиxiч-ного розвитку, соцiального оточення та суб'ек-тивно! оцiнки ЯЖ.
СПИСОК Л1ТЕРАТУРИ
1. Афифи А. Статистический анализ: Подход с использованием ЭВМ / Пер. с англ. Эйзен С. - М.: Мир, 1982. - 488 с.
2. Кучма В.Р. Гигиена детей и подростков: Учебник. - М.: Медицина, 2001. - 384с.
3. Кучма В.Р., Сухарева Л.М., Павлович К.Э. Подросток. Физиолого-гигиенические и психосоциальные основы обучения и воспитания. - М.: МИОО, 2004. - 280с.
4. Мацуга О.М. Практична реалiзацiя системи Drozd в системi медичного мониторингу // Актуальн проблеми автоматизаци та шформацшних технологш. - Д.: Вид-во Дшпропетр. ун-ту, 2004. - Т. 9. - С. 2233.
5. Методы исследования физического развития детей и подростков в популяционном мониторинге /Баранов А.А., Кучма В.Р., Ямпольская Ю.А. и др.; Под ред. А.А. Баранова, В.Р.Кучмы. - М.: Союз педиатров России, 1999. - 226 с.
6. Миленький А.В. Классификация сигналов в условиях неопределенности. - М.: Сов. радио, 1975. -328 с.
7. Новик А.А., Ионова Т.Н. Исследование качества жизни в медицине: Учеб. пособие / Под ред. Ю.Л.Шевченко. - М.: ГэоТАР-МЕД, 2004. - 304 с.
8. Приставка А.Ф., Мацуга О.М. Информационная технология восстановления неоднородных двумерных нормальных распределений // Актуальш проблеми автоматизаци та шформацшних технологш. -Д.: Вид-во Дншропетр. ун-ту, 2004. - Т.8. - С. 20-31.
9. Приставка П.О. Полiномiальнi сплайни при обробш даних: Монографiя. - Д.: Вид-во Дшпропетр. ун-ту, 2004. - 236с.
10. Розробка методiв обробки даних та автома-тизовано! шформацшно! технологи мониторингу «ViStAMed» (на прикладi добового мошторингу артерiального тиску серцево-судинно! системи): Звгг з НДР (пром1жний) / Дшпр. нац. ун-т. - Держ.№ 0104u000961,1нв. № 0205u006460. - Д., 2005.
11. Щудро С.А. Фактори, яш впливають на якiсть життя пiдлiткiв 14-17 рокiв // Медичш перспективи. -2006. - № 2. - C. 15-17.
♦
УДК: 611.1:572.7-055.1/.2-056.1-071.3 А.А. 1нджикулян
ОСНОВН1 МОРФОЛОГ1ЧН1 ХАРАКТЕРИСТИКИ СЕРЦЯ ЧОЛОВ1К1В ЗР1ЛОГО В1КУ ЗАЛЕЖНО В1Д АНТРОПОМЕТРИЧНИХ ПОКАЗНИК1В ОРГАН1ЗМУ
Дтпропетровська державна медична академiя кафедра нормально'1 анатомИ (зав.- д. мед. н., проф. В. О. Козлов)
Ключовi слова: антропометрiя, морфометрiя, серце, кореляцiя Key words: anthropometry, morphometry, heart, correlation
Резюме. В работе приведены количественные взаимоотношения между основными (наиболее часто измеряемыми в патологоанатомической практике) морфометрическими параметрами сердца и антропометрическими характеристиками у мужчин второго периода зрелого возраста, умерших от заболеваний, не связанных с патологией сердечнососудистой системы. Материалом для исследования послужили сердца 20 мужчин зрелого возраста. Антропометрическое исследование производилось в соответствии с рекомендациями Бунака В.В. [5], включало определение тотальных и парциальных - обхватных, продольных, поперечных и передне-задних размеров. Морфометрические размеры сердца мужчин второго периода зрелого возраста имеют большое количество статистически значимых (р<0,05) корреляционных связей с антропометрическими характеристиками тела человека. Проведенный корреляционный анализ дал возможность установить особенности взаимоотношений антропометрических характеристик с основными морфометрическими параметрами сердца мужчин зрелого периода и подтвердить тот факт, что отдельные антропометрические харак-
