Л.І. Остапченко д-р біол наук, проф., М. Ю. Макарчук д-р біол наук, проф

Вид материала

Документы

Содержание Номер власного числа Сумарний відсоток поясненої варіації Номер власного числа Сумарний відсоток поясненої варіації

Подобный материал:

• Інформаційні технології в журналістиці: вітчизняний І світовий досвід Київ 2002, 8272.38kb.
• Міжнародна журналістика – 2002 київ 2002, 2743.9kb.
• Приглашение и программа разнообразие почв и биоты северной и центральной азии, 521.14kb.
• Навчально-методичний комплекс з курсу "Безпека життєдіяльності" для студентів мсу денної, 222.01kb.
• Научный выпуск вестник балтийской педагогической академии вып. 29. – 2000 г. Поиск, 1745.18kb.
• Дипломных проектов по специальностям, 283.96kb.
• Вестник балтийской педагогической академии вып. 94. – 2010 г. Актуальные проблемы нравственного, 2431.92kb.
• Учебник, 5069.09kb.
• В организации совместных отношений, 1137.14kb.
• Засновник Академія правових наук України Редакційна колегія, 2132.4kb.

Примітка:

' - для даних, що підкоряються закону нормального розподілу ймовірностей;

жирним шрифтом позначені ті показники, розподіл яких не підлягає нормальному закону;

$ -p<0,001 при порівнянні значень температур на барабанній перетинці зправа і зліва;

* - p<0,001 при порівнянні значень температур у досліджуваних точках з температурними значеннями на барабанній перетинці.

Нами були виявлені вірогідні відмінності (p<0.001) між значеннями білатеральних температурних показників на барабанній перетинці з усіма іншими білатеральними температурними показниками в досліджуваних точках. До того ж, значення температури на лівій барабанній перетинці вірогідно вище (p<0.001) температурного значення на правій барабанній перетинці, що не заперечує літературним даним [7]. На думку авторів, це явище можливо пов’язане з асиметричним розташуванням серця.




Також спостерігаються вірогідні відмінності (див. рис.1) між показниками середніх температур І та ІІІ блоків(p<0.001), ІІ та ІІІ блоків (p<0.001), ІІ та ІV блоків (p<0.05), що вказує на необхідність температурного аналізу в репрезентативних точках окремо по кожному блоку. Щодо середніх температурних відхилень, то було знайдено (див.рис.2) вірогідні відмінності між вище вказаними показниками І, ІІ та ІV блоків (p<0.001), ІІ та ІІІ блоків (p<0.001) та ІІІ та ІV блоків (p<0.001).



Статистичну гіпотезу про відповідність розподілу нормальному ми перевірили використовуючи критерій Шапіро-Вілка. Спостерігалася наступна тенденція (див. табл.1):

-температурні показники, окрім більшості температурних показників І блоку, в основному підлягали нормальному розподілу, що вказує на те, що варіабельність значень даної температурної ознаки, обумовлена дією багатьох причин, кожна з яких вносить мінімальний вклад;

- показники абсолютних температурних відхилень в більшості випадків не підлягають нормальному закону розподілу, що вказує на взаємозв’язок цих параметрів з декількома, а не багатьма підсистемами організму.

Для того, щоб вияснити, які саме із зазначених температурних характеристик в даному конкретному випадку вказують на ті чи інші зміни в функціюванні багаторівневих систем людського організму, нам необхідно скористатися можливостями факторного аналізу. За допомогою цієї процедури ми зможемо прояснити картину внутрішніх взаємозв’язків між досліджуваними параметрами та виділити такі підсистеми людського організму на температурні показники яких треба звернути увагу при оцінці поточного функціонального стану організму людини.

Факторний аналіз ми проводили для кожного блоку окремо розділяючи при цьому температурні значення отримані у відповідних дискретних ділянках шкіри та значення температурних відхилень у вище вказаних ділянках відносно середньої температури по блоку.

Кінцевим результатом побудови моделі факторного аналізу являється матриця навантажень загальних факторів на досліджувані температурні характеристики ( див. табл.3, 5, 7, 9). Під навантаженням в даному випадку вважають коефіцієнти кореляції між парами фактор - температурний параметр. Якщо ці вказані коефіцієнти кореляції перевищують значення 0,7, то має місце лінійний кореляційний зв’язок між відповідною парою. Ці зв’язки виділені в табл. 3, 5, 7, 9 жирним шрифтом. На нашу думку, слід враховувати і ті значення коєфіцієнтів кореляції, які максимально наближаються до значення 0,7.

Для того, щоб отримати найбільш точну модель факторного аналізу ми

• по-перше, задавали граничне значення власних чисел рівним 0,5-0,9;
  
• по-друге, досліджували відсоток поясненої варіції температурних данних для побудованих моделей ( див. табл. 2, 4, 6, 8). Якість побудованих моделей оцінювалася величиною відсотка поясненої варіації, який повинен бути не менше, ніж 80% [8].
  
• по-третє, аналізували величину діагональних елементів самовідтвореної матриці та величину недіагональних елементів залишкової матриці. При побудові моделі факторного аналізу має місце розклад кореляційної матриці досліджувальних температурних характеристик на два види матриць- самовідтворену та залишкову. Якість моделі контролюється величиною діагональних елементів самовідтвореної матриці – вони повинні бути близькими до одиниці , та недіагональних елементів залишкової матриці, значення яких повинні максимально наближатися до нуля.
  
• по- четверте, як видно із табл.1 розподіл деяких температурних даних підлягав нормальному закону, деяких – ні. Взагалі факторний аналіз застосовується для данних, які підлягають нормальному розподілу, але як вказує автор [8], завдяки наявності різних методів отримання матриці навантажень загальних факторів на досліджувані характеристики особливо центроїдного методу, факторному аналізу підлягають і дані, розподіл яких не є нормальним.
  

Таблиця 2

Значення власних чисел та відповідні відсотки поясненої ними варіації температурних даних І блоку для моделі головних компонент

Номер власного числа	Значення власного числа	Відсоток поясненої варіації	Суми власних чисел	Сумарний відсоток поясненої варіації
Температурні показники
1	7,386	67,145	7,386	67,146
2	0,849	7,726	8,235	74,872
3	0,690	6,277	8,926	81,149
Показники температурних відхилень
1	3,664	33,313	3,664	33,313
2	1,497	13,611	5,161	46,924
3	1,372	12,480	6,534	59,405
4	0,730	6,639	7,265	66,044
5	0,908	8,254	8,173	74,298
6	0,495	4,508	8,669	78,806
7	0,404	3,681	9,074	82,487

Таблиця 3

Навантаження загальних факторів на температурні параметри І блоку

Параметр	Фактор1	Фактор 2	Фактор 3	Фактор 4	Фактор 5	Фактор 6	Фактор 7
Температурні показники
ГП	0,263	0,981	0,197
ГЛ	0,216	0,625	0,462
СМП	0,786	0,135	0,161
СМЛ	0,443	0,217	0,590
ВМП	0,785	0,300	0,468
ВМЛ	0,468	0,241	0,754
ПМП	0,655	0,306	0,547
ПМЛ	0,337	0,135	0,871
БНП	0,451	0,256	0,626
БНЛ	0,081	0,395	0,777
Серед. знач.	0,568	0,368	0,754
Поясн. вар.	2,846	2,037	4,042
Показники температурних відхилень
ГП	0,849	0,009	-0,081	0,188	0,222	0,250	0,306
ГЛ	0,847	-0,026	-0,163	0,291	0,024	0,044	0,111
СМП	-0,024	0,983	0,023	0,163	-0,117	-0,133	-0,065
СМЛ	0,096	-0,112	0,027	-0,118	0,953	0,045	-0,153
ВМП	0,256	0,171	0,119	0,792	-0,144	0,082	0,122
ВМЛ	0,372	-0,188	0,041	0,100	0,043	0,699	0,108
ПМП	0,111	0,252	0,554	-0,170	0,073	0,302	-0,026
ПМЛ	0,293	-0,073	0,006	0,101	-0,176	0,080	0,728
БНП	0,722	-0,102	0,278	-0,297	-0,193	0,271	0,055
БНЛ	-0,051	-0,101	0,839	0,201	-0,021	-0,086	0,024
Серед.знач	0,764	0,168	0,322	0,252	0,196	0,327	0,309
Поясн. вар.	2,864	1,164	1,244	1,032	1,108	0,867	0,792

Таблиця 4

Значення власних чисел та відповідні відсотки поясненої ними варіації температурних даних І І блоку для моделі головних компонент

Номер власного числа	Значення власного числа	Відсоток поясненої варіації	Суми власних чисел	Сумарний відсоток поясненої варіації
Температурні показники
1	9,142	83,109	9,142	83,109
2	0,646	5,881	9,788	88,991
Показники температурних відхилень
1	5,340186	48,54714	5,340186	48,54714
2	1,549302	14,08456	6,889487	62,6317
3	1,069945	9,72677	7,959432	72,35847
4	0,767757	6,979612	8,727189	79,33809
5	0,534358	4,857804	9,261548	84,19589