РОЗДІЛ 2
МАТЕРІАЛ І МЕТОДИ ДОСЛІДЖЕННЯ
2.1. Визначення достатнього та необхідного обсягу дослідження
У практиці наукових досліджень в галузі медицини є загальноприйнятті
визначення необхідного та достатнього масиву матеріалу досліджень відповідно до
закону великих чисел. Розрахунки даного закону передбачають виконання двох
вимог.
1. Вибірковий масив повинен складатися з випадків, що мають типові риси для
генеральної сукупності. Відбір постраждалих для формування бази даних даного
дослідження відбувався за методикою випадкових чисел. Усі постраждалі мали
виражений характер торакального пошкодження, що є характерним для загального
масиву постраждалих. Враховуючи наведене, слід вважати, що перша вимога закону
великих чисел є виконаною.
2. Друга вимога закону великих чисел передбачає проведення розрахунку
необхідного масиву вивчення. Для вирішення цієї задачі в біометрії є багато
спеціально розроблених критеріїв, які широко застосовується в
медико-статистичних і клінічних обстеженнях.
Ми використовували для своїх розрахунків критерій чІ (хи-квадрат), який
використовується при малих вибірках. Примінення чІ до оцінки дискретних
розприділень пов’язано з незначними погрішностями. Величина критерію чІ завжди
позитивна, так як відхилення емпіричних частот від вичислених піднесені до
квадрату. При повному співпаданні емпіричних частот з вичисленими приближається
до нуля.
Критерій чІ використовують також для оцінки схожості між варіаційними рядами,
частоти яких розподіляються в межах одних і тих же класів. В таких випадках
критерій чІ визначають за формулою:
k ѓ1І
при n1=n2 чІ = 4 (У ---- ) – N; (1)
i=1 ѓ1 + ѓ2
В цій формулі ѓ1 і ѓ2 – частоти зрівнювальних розприділень;
n1 = У ѓ1 – об’єм одного, а n2 = У ѓ2 – об’єм другого ряду розприділення;
N = n1 + n2.
Число ступенів k визначають по числу класів N без одиниці, тобто
k=N – 1.
NІ k ѓ1І nІ 1
При n1 ? n2 чІ = ---- (У ---- – -- ) (2)
n1 * n2 i=1 ѓ1 + ѓ2 N
Щоб визначити ступінь точності вибіркового матеріалу, необхідно оцінити
величину похибки, котра може може випадково виникнути в процесі вибірки. Такі
похибки носять назву випадкових помилок репрезинтативності і є різницею між
відносними показниками або середнімі числами, одержаними при вибірковому
статистичному спостереженні і тими числами, котрі були би одержані при
суцільному дослідженні того же об’єкту спостереження. При вибірковому
вимірюванні долей сукупності так звана середня похибка вибірки вимірюється за
формулою:
___
v pq
m = t --- ,
n
а при вибіркових вивченнях середніх величин за формулою:
?
m = t ---.
___
v n
У цих формулах m є середньою похибкою вибірки, n – число проведених
досліджень; р – доля досліджуваної ознаки в загальній сукупності, q = 1 – р, а
? ? середнє квадратичне відхилення, яке приблизно дорівнює одній шостій частки
між самою великою і самою малою величиною варіаційного ряду, із якого
проведений розрахунок середньої.
2.2. Загальна характеристика клінічних спостережень
За період з 1996 року по 2005 рік на лікуванні в КМКЛШМД знаходилось 1506
постраждалих з відкритою торакальною травмою. Наші клінічні спостереження
основані на детальному аналізі лікування 137 (9,11%) постраждалих з пораненням
серця при відкритій торакальній травмі.
Загальний масив дослідження був розділений на дві співставимі групи:
- контрольна група (період накопичення досвіду): постраждалі з відкритою
торакальною травмою з пораненням серця, які знаходились на лікуванні у
відділенні політравми з 1996 по 1999 рік – 62 (45,26%) особи;
- основна група (період розроблених методик): постраждалі з відкритою
торакальною травмою з пораненням серця, які знаходились на лікуванні у
відділенні політравми з 2000 по 2005 рік включно – 75 (54,74%) осіб.
Після впровадження у 2000 році розробленої та запропонованої нами схеми надання
допомоги постраждалим з пораненнями серця, нами було проведено аналіз даних
груп постраждалих за показниками летальності, ліжко-дня та ускладнень.
Порівняльний аналіз груп постраждалих представлений у табл.2.2.1.
Табл.2.2.1
Порівняльний аналіз груп постраждалих
Кількість
Ліжко-день
Ускладнення
Летальність
Контрольна група
(1996-2000 рр.)
62
15,7
25,5%
25,81%
Основна група
(2001-2005 рр.)
75
12,3
21,9%
14,7%
Ми проаналізували за біометричним критерієм відповідності чІ показники
ускладнень і летальності у контрольної і основної груп.
Таб.2.2.2
Об’єм
ѓ1
ѓ2
ѓ1І
ѓ1 + ѓ2
ѓ1І
-----
ѓ1 + ѓ2
25,5
25,81
650,25
51,31
12,67
21,9
14,7
479,61
36,6
13,10
47,4
40,51
25,77
N = 87,91; n1 = 47,4; n2 = 40,51;
k = 2 – 1 =1; чІ = 4*25,77 – 87,91 = 15,17.
Ця величина перевищує критичну точку чІ (6,64) і відображає систематичний
характер залежності летальності і післяопераційних ускладнень.
Розподіл хворих з пораненнями серця по рокам виглядав таким чином:
Мал.2.2.1. Розподіл хворих з пораненнями серця по рокам
Як видно із наведених даних, відмічається певна закономірность у госпіталізації
постраждалих з пораненнями серця з незначними коливаннями.
Нижче наведені дані по кількості постраждалих з пораненням серця в залежності
від місяця року. Слід відмітити, що найбільша кількість постраждалих поступала
у квітні, травні, червні та грудні.
Мал.2.2.2. Розподіл постраждалих з пораненням серця по місяцям
Основна кількість постраждалих поступала у вечірній час – 79 (57,67%) осіб. А
саме, за проміжок часу
- Київ+380960830922