Stastical methods in studies on the status of nutrition of military personnel

Full Text

Введение. Впервые термин «статус питания» был введен H.M. Sinclair в 1948 г. для характеристики влияния фактического питания на здоровье человека [7]. В насто- ящее время наиболее часто употребляется определение, в котором статус питания (СП) человека рассматривается как состояние структуры, функций и адаптационных ре- зервов его организма, которое сложилось под влиянием фактического питания, условий потребления пищи и генетически детерминированных особенностей мета- болизма питательных веществ. В соответствии с данным определением особенности питания, связанные с по- ступлением нутриентов с пищей, сбалансированностью количества основных пищевых компонентов (белков, жи- ров и углеводов) с другими нутриентами, определенным образом влияют на СП человека, т.е. СП человека - это динамичное явление. Сегодня данное утверждение не нуждается в доказательстве. Оно реализовано в руко- водящих документах, являющихся результатом научно обоснованного выбора вида продуктов питания [1]. Решение такого рода задач предполагает про- ведение физиолого-гигиенического исследования на базе контролируемого натурного эксперимента, в процессе которого изучают влияние фактического питания на СП военнослужащих в реальных условиях их жизнедеятельности. Канва плана статистического исследования экспери- ментальных данных формируется на этапе планирования эксперимента сообразно поставленной цели исследования. В ходе первичного описания экспериментальных данных допускается уточнение этого плана. В частности, можно выяснить, является ли функция распределения экспериментальных данных нормальной, то есть при- менимы ли параметрические методы проверки гипотезы (например, традиционный t-критерий Стьюдента). Для достаточно надежного установления нормаль- ности распределения случайной выборки потребуется значительное число наблюдений. Так, чтобы гарантиро- вать, что функция распределения результатов наблю- дений отличается от некоторой нормальной не более чем на 0,01 (при любом значении аргумента), требуется порядка 2500 наблюдений [5]. В медико-биологиче- ских исследованиях число наблюдений существенно меньше и распределение результатов наблюдений практически отличается от нормального в той или иной степени, что сопряжено с проблематикой корректности использования параметрических методов. Наиболее типичной статистической задачей является проверка однородности двух выборок (сравнительный анализ), к которой в конечном итоге сводятся множественные сравнения. Для проверки однородности упомянутым выше t-критерием Стью- дента недостаточно выполнения условия нормаль- ности функций распределения F(x) и G(x): дисперсии выборок должны быть гомогенными. Но во многих медико-биологических задачах гомогенность невы- полнима статистическими методами. 130 2 (62) - 2018 ВЕСТНИК РОССИЙСКОЙ ВОЕННО-МЕДИЦИНСКОЙ АКАДЕМИИ Экспериментальные исследования Кроме того, t-критерий Стьюдента позволяет про- верять гипотезу о равенстве средних, но не гипотезу H0: F(x) ≡G (x) о том, что обе выборки взяты из одной и той же генеральной совокупности. В большинстве же медико-биологических задач представляет интерес именно обнаружение различия генеральных совокуп- ностей, из которых извлечены выборки, а не проверка равенства средних. Поскольку априорное предположение о принад- лежности функций распределения F(x) и G(x) какому- либо определенному параметрическому семейству (например, семействам нормальных) обычно нельзя достаточно надежно обосновать, следовательно, для проверки гипотезы H0 следует использовать методы, пригодные при любом виде распределения (в том числе при нормальном), - непараметрические методы. Разработано множество непараметрических методов - критерии Смирнова, Лемана - Розенблатта, Вилкоксона (Манна - Уитни), Ван-дер-Вардена и др. Распределения статистик всех этих критериев при справедливости ги- потезы H0 не зависят от конкретного вида совпадающих функций распределения F(x)≡G (x). Поэтому точные, а также предельные (при больших объемах выборок) рас- пределения статистик этих критериев и их процентных точек можно использовать при любых непрерывных функциях распределения наблюдений [2, 4-6]. Случаю повторных наблюдений (случай связан- ных выборок) свойственна альтернативная гипотеза сдвига H1: G(x)=F(x-d), d≠0. Критерии Вилкоксона, Ван-дер-Вардена и др. пригодны для применения в этой ситуации. Однако не всегда есть основание счи- тать, что функции распределения, соответствующие таким выборкам, различаются только сдвигом, т. е. возникает вопрос выбора альтернативной гипотезы и критерия. Естественно ожидать, что выбранный критерий (как рекомендуемый для массового использования проверки однородности) состоятелен, т. е. при любых отличных друг от друга функциях распределения F(x) и G(x) вероятность отклонения гипотезы H0 стремит- ся к единице при увеличении объемов выборок. Тем не менее это не всегда так. В частности, критерий Вилкоксона не позволяет отклонить гипотезу H0 для функций распределения F(x) и G(x), связанных соот- ношением . Если функции распределения F(x) и G(x) не совпа- дают, но удовлетворяют этому соотношению, то при больших объемах выборок гипотеза H0 принимается столь же часто, как и в случае совпадения функций F(x)≡G (x) [3, 5]. Можем лишь констатировать малоутешительный для исследователя вывод: если не учитывать мате- матику, заложенную в алгоритм расчета статистики критерия (там кроются особенности его применения и интерпретации), можно основательно просчитаться при проверке гипотезы. Так, в алгоритм расчета статисти- ки W-критерия Вилкоксона заложена математическая модель, предусматривающая при проверке гипотезы предварительное отсеивание выборочных значений с нулевыми сдвигами, то есть фактически гипотеза про- веряется на новом наборе выборочных наблюдений. Именно алгоритм расчета статистики W обязывает нас трактовать решаемую вычислительную задачу следую- щим образом: если изменение некоторых наблюдений имеет место, то оно может происходить или интенсив- нее, или чаще, или одновременно интенсивнее и чаще в направлении увеличения (либо уменьшения) значений. Ключевое слово «может» подтверждается принятием гипотезы H1. В этой связи возникает потребность разъ- яснять, в каком именно направлении и как часто это про- исходит в проводимом исследовании. Надо понимать, что данный факт (принятие гипотезы H1) есть отражение неслучайной (закономерной) тенденции изменения наблюдений, так как изменение в другом направлении также может иметь место, но при этом является делом случая. Более того, может оказаться, что изменению подвержена меньшая часть наблюдений, а преоблада- ющему (отсеянному) большинству наблюдений присуща стагнация. А в этом случае закономерной тенденцией экспериментальных наблюдений является не их измене- ние в каком-либо направлении, а именно стагнация. То есть налицо парадокс: результат применения критерия Вилкоксона (также парного критерия Стьюдента!) может показать статистическую значимость различия там, где ее нет? На первый взгляд «да». На самом деле - это всего лишь результат нашей недостаточной осведомленности. Чтобы исключить данный «псевдопарадокс», рекомендуется применять критерий Вилкоксона одновременно с критерием Манна - Уитни и кри- терием сравнения долей. В этом случае критерий Манна - Уитни выявит общегрупповую тенденцию изменения всех наблюдаемых значений, когда она хорошо выражена; критерий Вилкоксона поможет выявить частную тенденцию, когда общегрупповая зашумлена разбросом случайных изменений или стагнирующими значениями; критерий сравнения долей выявит долю тех наблюдений, которые под- держивают закономерную тенденцию изменения (либо стагнации) наблюдаемых значений. Результаты проверки гипотезы по всем трем крите- риям могут совпадать. Случай, когда совпадение со- стоит в последовательном принятии нулевой гипотезы, не требует особого комментирования. Если же совпа- дение состоит в последовательном принятии именно гипотезы H1, значит, в целом для выборки характерно неслучайное смещение значений, наблюдаемых «до» и «после», причем происходило оно и интенсивнее, и чаще в определенном направлении. Это случается тогда, когда динамика изменения исследуемого пара- метра вообще достаточно хорошо выражена. Результаты проверки гипотезы по каким-либо двум критериям могут не совпадать. В этом случае нужно искать причину в зашумлении экспериментальных данных и найти правильное истолкование возникшего разногласия. Все вышеизложенное подтверждает, что для полноценного исследования СП военнослужащих необходимо тщательно планировать статистический ВЕСТНИК РОССИЙСКОЙ ВОЕННО-МЕДИЦИНСКОЙ АКАДЕМИИ 2 (62) - 2018 131 Экспериментальные исследования анализ экспериментального материала при проверке выдвигаемых гипотез. Цель работы. Разработать и апробировать в на- учном эксперименте алгоритм исследования СП во- еннослужащих с применением непараметрических методов статистического анализа. Материалы и методы. Ставилась задача физио- лого-гигиенической оценки состояния питания во- еннослужащих надводного корабля (НК) по норме № 3 (морской паек) в условиях служебной деятельности в период длительного морского похода (ДМП). Была сформирована малая однородная выборка военнос- лужащих НК численностью 24 человека. В качестве контролируемых параметров СП военно- служащих рассматривались показатели энергетических затрат, компонентного состава тела, витаминно-мине- рального статуса организма, биохимических показате- лей, характеризующих углеводный, белковый и жировой обмен веществ. С использованием широкого спектра антропометрических, инструментальных и лаборатор- ных методов был осуществлен сбор экспериментальных данных перед морским походом - контроль № 1; в период морского похода (через 50 сут) - контроль № 2; по окон- чании морского похода (через 90 сут) - контроль № 3. Все показатели, зарегистрированные при обследовании, были адаптированы для статистического анализа. Принимая во внимание тот факт, что в течение ДМП основные условия жизнедеятельности личного состава НК сохраняются неизменными, соблюдается установ- ленный режим труда, отдыха и питания, предполага- лось, что определенные изменения контролируемых параметров СП в ДМП носят закономерный характер и отражают формирующиеся групповые тенденции (гипо- теза H1). Требовалось выявить эти тенденции, оценить степень их достоверности и клинической значимости. Для этого планировалось исследовать интенсивность и направленность изменения значений показателей СП у военнослужащих НК в динамике по следующей схеме: - значения в контрольной точке № 2 по отношению к соответствующим значениям в контрольной точке № 1 (эффект за первый период ДМП); - значения в контрольной точке № 3 по отношению к соответствующим значениям в контрольной точке № 2 (эффект за второй период ДМП); - значения в контрольной точке № 3 по отношению к соответствующим значениям в контрольной точке № 1 (результирующий эффект). Признаком изменения значения конкретного по- казателя у каждого обследованного военнослужащего считалось приращение индивидуального параметра относительно его предшествующих значений: поло- жительное - при возрастании; отрицательное - при убывании. По индивидуальным приращениям также можно судить в целом об интенсивности и направлен- ности изменения значений исследуемого показателя у группы обследованных лиц. В свою очередь интенсив- ность и направленность изменения параметра может служить объяснением формирования определенной тенденции в изучаемом процессе. Было принято решение использовать непараме- трические методы статистического анализа в силу недостаточного объема выборок для надежного уста- новления нормальности их распределения. Для проверки гипотезы (H0) об отсутствии законо- мерных тенденций изменения СП военнослужащих под воздействием фактического питания и условий потребления пищи в ДМП планировалось использовать на каждом этапе исследования три критерия: U-критерий Манна - Уитни для исследования изменений общегруп- повых характеристик контролируемого показателя СП, W-критерий Вилкоксона для исследования изменений индивидуальных значений контролируемого показате- ля СП и φ-критерий углового преобразования Фишера для сопоставления доли лиц с различным направлени- ем изменения контролируемого показателя СП. При статистическом анализе экспериментальных данных для понижения неопределенности, порождае- мой зоной неопределенности при проверке всякой ста- тистической гипотезы, было решено принять уровень значимости α=0,05. Данный порог доверия к нулевой гипотезе считали приемлемым в проводимом физио- лого-гигиеническом исследовании. Концептуальная схема экспериментального исследования, разработан- ная на этапе планирования, представлена на рисунке. Результаты и их обсуждение. Выявлено, что на протяжении похода индивидуальные значения контролируемых показателей и их общегрупповые характеристики (медиана, среднее, разброс, коли- чественные и качественные соотношения и т.п.) не оставались стабильными. Уже на I этапе ДМП по группе обследованных во- еннослужащих была выявлена статистическая значи- мость обнаруженных изменений в результатах био- химического и клинического анализов крови (табл. 1). Условие (1). В таблице 1 (и далее по тексту) «p» - это рассчитанная мера доверия к тому, что обна- руженное различие является случайным (уровень доверия к гипотезе H0). При достаточно малых «p» - меньших принятого уровня значимости (р<α) - случайный характер отклоняется и различие считается статистически значимым (принимается гипотеза H1 о закономерном характере изменения показателя). В соответствии с таблицей 1 по показателям биохимического анализа крови выявлено измене- ние белкового обмена - уменьшение содержания креатинина (CREA) (медианы 0,1 и 0,09 ммоль/л соответственно, р=0,001); изменения ферментного обмена - уменьшение содержания аспартатамино- трансферазы (AST) (медианы 0,1 и 0,09 мкмоль/л×ч соответственно, р=1×10-6 и уменьшение содержания аланинаминотрансферазы (ALT) (медианы 0,1 и 0,09 мкмоль/л×ч соответственно, р=2×10-4); изменения обмена жиров - увеличение содержания холестерина (CHOL) (медианы 0,1 и 0,09 ммоль/л соответственно, р=0,010). 132 2 (62) - 2018 ВЕСТНИК РОССИЙСКОЙ ВОЕННО-МЕДИЦИНСКОЙ АКАДЕМИИ Экспериментальные исследования Рис. Схема исследования динамики СП военнослужащих НК в ДМП Таблица 1 Сравнительная характеристика показателей биохимического и клинического анализов военнослужащих НК в контрольных точках № 1 и № 2 (U-критерий Манна - Уитни) Показатель n Описательные статистики выборки p Показатель n контроль № 1 контроль № 2 p Показатель n Me [xmin; xmax] SR Me [xmin; xmax] SR p CREA, ммоль/л 15 0,101 [0, 088; 0, 118] 312,0 0,089[0, 08; 0, 099] 153,0 0,001* AST мкмоль/л×ч 19 0,3 [0, 1; 0, 5] 522,0 0,09[0, 05; 0, 31] 219,0 1×10-6 ALT мкмоль/л×ч 19 0,3 [0, 1; 1] 492,5 0,12[0, 06; 0, 27] 248,5 2×10-4 CHOL, ммоль/л 14 3,8 [2, 97; 5, 67] 126,0 4,7[3, 9; 8] 225,0 0,010* Вит. В1, мкг/мл 16 10,88 [8, 88; 12, 62] 199,5 12,09[8, 95; 14, 7] 328,5 0,014* Вит. С, мг/дл 16 1,04 [0, 74; 1, 2] 322,5 0,84[0, 67; 1, 16] 205,5 0,026* Вит. А, мг/л 19 0,23 [0, 11; 0, 42] 257,0 0,34[0, 11; 0, 52] 484,0 0,001* Вит. Е, нг/л 19 3,84 [1, 39; 7, 7] 273,0 5,37[3, 16; 9, 17] 468,0 0,004* Na, мг/л 18 148,2 [120; 170] 269,0 160[120; 190] 397,0 0,044* Mg, мкг/л 18 691,7 [585, 7; 980] 239,5 815[660; 1000] 426,5 0,002* Mn, нг/л 18 845 [380, 8; 1008, 1] 255,5 890[120; 1300] 410,5 0,013* Co, нг/л 18 28,2 [25, 7; 89] 212,0 72,5[24; 140] 454,0 5×10-5 Zn, мг/л 18 1,5 [1, 3; 2] 259,5 1,6[1, 4; 4, 1] 406,5 0,019* Hb, г/л 24 146,5 [131; 162] 432,0 155[142; 164] 744,0 0,001* ЦВП, у. е. 24 0,9 [0, 8; 0, 9] 359,5 1[0, 9; 1] 816,5 3×10-7 Примечание: n - объем выборки по показателю; Me - медиана (центральное значение); [xmin; xmax] - размах выборки; SR - сум- марный ранг; * - α=0,05. ВЕСТНИК РОССИЙСКОЙ ВОЕННО-МЕДИЦИНСКОЙ АКАДЕМИИ 2 (62) - 2018 133 Экспериментальные исследования По концентрации витаминов в крови было вы- явлено уменьшение концентрации вит. С (медианы 1,0 и 0,8 мг/дл соответственно, р=0,026); снижение концентрации вит. В1 (медианы 10,9 и 12,1 мкг/мл со- ответственно, р=0,014); увеличение концентрации вит. А (медианы 0,23 и 0,34 мг/л соответственно, р=0,001); увеличение концентрации вит. Е (медианы 3,8 и 5,4 нг/л соответственно, р=0,004). В целом изменения биохимических и гематологи- ческих показателей находились в пределах физио- логической нормы. По уровню микро- и макроэлементов в крови вы- явлено увеличение уровня Na (медианы 148 и 160 мг/л соответственно, р=0,044); увеличение уровня Mg (медианы 692 и 815 мкг/л соответственно, р=0,002); увеличение уровня Mn (медианы 845 и 890 нг/л соот- ветственно, р=0,013); увеличение уровня Co (медианы 28 и 73 нг/л соответственно, р=5×10-5); увеличение уровня Zn (медианы 1,5 и 1,6 мг/л соответственно, р=0,019). Изменения в содержании Na и Mg находились в пределах нормативных значений. Выявлено повыше- ние содержания Mn, Co и Zn, имевшее место на фоне повышенных исходных значений, что свидетельство- вало о наличии дисбаланса эссенциальных микроэле- ментов в организме наблюдаемых военнослужащих. Также по показателям клинического анализа кро- ви было выявлено (см. табл. 1) увеличение значений гемоглобина (Hb) (медианы 147 и 155 г/л соответ- ственно, р=0,001); увеличение значений цветного показателя (ЦВП) (медианы 0,90 и 0,97 у. е. соответ- ственно, р=3×10-7). В целом по группе выявить статистическую значимость различия параметров в контрольных точках может мешать «зашумление», обусловленное разбро- сом индивидуальных значений, если разброс инди- видуальных значений слишком велик по сравнению с групповой тенденцией к их увеличению (уменьшению). В таком случае целесообразно обратиться к сравни- тельному анализу принятой в исследовании меры изменения индивидуальных значений - приращений, которые собственно и обусловливают флюктуацию групповых характеристик по каждому исследуемому показателю (табл. 2). В соответствии с таблицей 2 полученные резуль- таты не только не противоречили представленному ранее сравнительному анализу (см. табл. 1), но позво- лили выявить статистическую значимость изменений еще по ряду исследуемых показателей. Так, показатель окружности талии (ОТ) чаще и интенсивнее изменялся в направлении увеличения (табл. 2): увеличение ОТ наблюдалось у 54% (13 чел.) обследованных по сравнению с его уменьшением у 25% (6 чел.) при рφ=0,035; интенсивность увеличения показателя ОТ превышала аналогичную меру умень- шения (медианы абсолютных приращений 2 и 1,5 см соответственно, р=0,048). Здесь и далее по тексту рас- чет значений рφ производился по φ-критерию углового преобразования Фишера через функцию arcsin (.). Показатель индекса «талия-бедро» (ИТБ) чаще и интенсивнее изменялся в направлении увеличения. Увеличение ИТБ наблюдалось у 71% (17 чел.) обсле- дованных по сравнению с его уменьшением у 25% (6 чел.) при рφ=0,001; интенсивность увеличения показа- теля ИТБ превышала аналогичную меру уменьшения (медианы абсолютных приращений 0,040 и 0,025 у. е. соответственно, р=0,022). Показатель биохимического анализа крови - три- глицериды (TRIG) - чаще и интенсивнее изменялся в направлении увеличения: увеличение показателя TRIG наблюдалось у 74% (14 чел.) обследованных по сравнению с его уменьшением у 26% (5 чел.) при рφ=0,002; интенсивность увеличения TRIG превышала аналогичную меру уменьшения (медианы абсолют- ных приращений 0,5 и 0,45 ммоль/л соответственно, р=0,046). Изменение содержания TRIG в крови не привело к выходу за пределы физиологической нормы, хотя факт его повышения был закономерен и согласуется с результатами изучения содержания CHOL, также характеризующимися повышением. В соответствии с условием (1) случайный харак- тер всех выше описанных изменений параметров СП военнослужащих был отклонен - изменения носили статистически значимый характер и отра- жали формирование закономерных тенденций СП обследованных военнослужащих НК на I этапе ДМП (таблица 3). Предполагалось, что выявленные тенденции могли привести к выходу соответствующих индивидуальных параметров СП военнослужащих за пределы установ- ленных физиологических норм. Поэтому в ходе работы осуществлялся контроль индивидуальных параметров СП на соответствие действующим нормам. Параме- тры СП анализировались на превышение верхней границы интервала нормы и снижение ниже нижней границы интервала нормы с учетом индивидуальных особенностей военнослужащих, зафиксированных непосредственно перед походом. Так как индивидуальные показатели СП обсле- дованных военнослужащих изначально могли не со- ответствовать нормативным значениям, то задача состояла в выявлении факта отягощающего влияния, привнесенного фактическим питанием и условиями потребления пищи. С этой целью осуществлялся сравнительный анализ доли лиц, у которых по норми- руемым параметрам СП обнаруживался их избыток либо дефицит на разных этапах исследования (табл. 4). В соответствии с таблицей 4 по ряду долевых соот- ношений была выявлена статистическая значимость различия, обусловленная закономерными тенденция- ми изменения параметров СП за первые 50 суток ДМП (контроль № 1 - контроль № 2). Так, тенденция увеличения уровня К в крови воен- нослужащих по истечении 50 суток морского похода обусловила увеличение доли лиц с повышенным со- держанием К (39 и 100% соответственно, р=7×10-8 ) и уменьшение доли лиц с пониженным содержанием К 134 2 (62) - 2018 ВЕСТНИК РОССИЙСКОЙ ВОЕННО-МЕДИЦИНСКОЙ АКАДЕМИИ Экспериментальные исследования Таблица 2 Характеристика направленности и интенсивности изменений показателей СП у военнослужащих НК за 50 сут. похода (W-критерий Вилкоксона) min max min max Примечание: n+, n-- число лиц, у которых значение показателя увеличилось (+) / уменьшилось (-); Me+, Me- - медиана при- ращений; [xmin; xmax] - размах приращений; SR , SR - суммарный ранг приращений; * - α=0,05. + - Тенденции изменения показателей СП у военнослужащих НК, обусловленные фактическим питанием на I этапе ДМП Таблица 3 Показатель Тенденция Среднее приращение Показатель Тенденция доверительный интервал ожидаемое изменение ОТ, см Увеличение 2,154±2,179×0,296 Плюс 1,5-2,8 ИТБ, у. е. Увеличение 0,039±2,12×0,005 Плюс 0,03-0,05 CREA, ммоль/л Уменьшение 0,016±2,201×0,003 Минус 0,01-0,02 AST, мкмоль/л×ч Уменьшение 0,189±2,11×0,022 Минус 0,14-0,24 ALT, мкмоль/л×ч Уменьшение 0,296±2,145×0,059 Минус 0,17-0,42 CHOL, ммол/ь Увеличение 1,045±2,201×0,271 Плюс 0,5-1,6 TRIG, ммоль/л Увеличение 0,53±2,16×0,09 Плюс 0,3-0,7 Вит. В1 (по ПВК), мкг/мл Уменьшение 2,108±2,201×0,477 Минус 1,1-3,2 Вит. С, мг/дл Уменьшение 0,223±2,201×0,035 Минус 0,1-0,3 Вит. А, мг/л Увеличение 0,142±2,131×0,019 Плюс 0,1-0,2 Вит. Е, нг/л Увеличение 1,952±2,131×0,289 Плюс 1,4-2,6 N,a мг/л Увеличение 21,831±2,228×4,15 Плюс 12,6-31,1 Mg, мкг/л Увеличение 186,215±2,179×31,534 Плюс 117,5-254,9 K, мг/л Увеличение 116,139±2,306×39,337 Плюс 25,4-206,9 Ca, мкг/л Увеличение 16,1±2,201×1,124 Плюс 13,6-18,6 Mn, нг/л Увеличение 166,726±2,16×62,603 Плюс 31,5-302,0 Co, нг/л Увеличение 46,926±2,12×8,563 Плюс 28,8-65,1 Cu, мкг/л Уменьшение 122,319±2,179×31,503 Минус 53,7-191,0 Zn, мг/л Увеличение 0,855±2,179×0,264 Плюс 0,3-1,4 Mo, нг/л Увеличение 7,402±2,179×2,245 Плюс 2,5-12,3 Hb, г/л Увеличение 11,158±2,101×1,495 Плюс 8,0-14,3 ЦВП, у.е. Увеличение 0,072±2,086×0,007 Плюс 0,06-0,09 Примечание: - доверительный интервал приведен в расчете на генеральную совокупность. ВЕСТНИК РОССИЙСКОЙ ВОЕННО-МЕДИЦИНСКОЙ АКАДЕМИИ 2 (62) - 2018 135 Экспериментальные исследования Таблица 4 Сравнительная характеристика долей (количества) военнослужащих с повышенным/пониженным уровнем нормируемого показателя СП в контрольных точках обследования № 1 и № 2 (ϕ-критерий углового преобразования Фишера) Нормируемый показатель Наблюдений, n Доля военнослужащих из числа обследованных, % (кол-во) Статистики критерия Нормируемый показатель Наблюдений, n контроль № 1 контроль № 2 U рφ Повышенный уровень нормируемого показателя СП(1 K, мг/л 18 39 (7) 100 (18) 5,385 7ґ Co, нг/л 18 11 (2) 83 (15) 4,863 1ґ Cu, мкг/л 18 28 (5) 0 (0) 2,326 0,020 (3 Пониженный уровень нормируемого показателя СП(2 K, мг/л 18 33 (6) 0 (0) 2,688 0,007 (3 Mo, нг/л 18 94 (17) 67 (12) 2,265 0,023 (3 Примечание: (1 - значение показателя больше верхнего предела нормы; (2 - значение показателя меньше нижнего предела нормы; (3 - α=0,05). (33 и 0% соответственно, р=0,007). Тенденция увели- чения уровня Со в крови военнослужащих обусловила увеличение доли лиц с повышенным содержанием Со (11 и 100% соответственно, р=1×10-6). Тенденция уменьшения уровня Сu в крови военнослужащих об- условила уменьшение доли лиц с повышенным содер- жанием Сu (28 и 0% соответственно, р=0,02). Тенден- ция увеличения уровня Мо в крови военнослужащих Таблица 5 Преобладающая направленность изменения показателей СП военнослужащих НК на разных этапах ДМП Показатель Направленность изменения Показатель I этап (контроль № 1 - контроль № 2) II этап (контроль № 2 - контроль № 3) МТ, кг - Увеличение ОТ, см Увеличение Увеличение ИМТ, кг/м2 - Увеличение ИТБ, у. е. Увеличение Увеличение ОВЖ, см2 - Увеличение ЖМТ, кг - Увеличение ПСЖО, % - Увеличение Уровень тренированности, у. е. - Уменьшение BELOK, г/л - Увеличение BIL-T, мкмоль/л - Уменьшение CREA ммоль/л Уменьшение Увеличение AST ммоль/л×ч Уменьшение Увеличение ALT ммоль/л×ч Уменьшение Увеличение CHOL, ммол/ь Увеличение - TRIG, ммоль/л Увеличение Уменьшение Вит. В1, мкг/мл Увеличение - Вит. С, мг/мл Уменьшение - Вит. А, мг/л Увеличение Уменьшение Вит. Е, нг/л Увеличение Уменьшение Вит. D, нг/мл - Увеличение Mg, мкг/л Увеличение Увеличение Al, мкг/л - Увеличение K, мг/л Увеличение - Ca, мкг/л Увеличение Увеличение Mn, нг/л - Увеличение Co, нг/л Увеличение - Cu, мкг/л Уменьшение - Zn, мг/л Увеличение Увеличение Se, нг/л - Увеличение Mo, нг/л Увеличение Увеличение Hb, г/л Увеличение - ЦВП, у. е. Увеличение - 136 2 (62) - 2018 ВЕСТНИК РОССИЙСКОЙ ВОЕННО-МЕДИЦИНСКОЙ АКАДЕМИИ Экспериментальные исследования обусловила уменьшение доли лиц с пониженным содержанием Мо (94 и 67% соответственно, р=0,023). По аналогичной схеме (см. рисунок) был произ- веден статистический анализ контролируемых по- казателей СП военнослужащих НК на II этапе ДМП. Значительная его продолжительность (90 суток), а также частичное изменение ассортимента продуктов (по условиям натурного эксперимента) не могли не отразиться на динамике СП военнослужащих НК. В рамках данной работы не представляется возмож- ным изложить в достаточном объеме эту часть стати- стического анализа, а также обоснование результиру- ющих тенденций изменения СП военнослужащих за все 140 суток ДМП. С материалами можно ознакомиться в отчете по НИР «Календарь» (ВМА им. С.М. Кирова). Приводим сводную таблицу направленности за- кономерных изменений показателей СП военнослу- жащих НК, выявленных на I и на II этапах ДМП (табл. 5). В соответствии с данными таблицы 5, индивиду- альные изменения конкретного показателя СП воен- нослужащих на II этапе ДМП (контроль № 2 - контроль № 3) действительно могли повлечь: - закрепление устойчивости ранее выявленной групповой тенденции; - ослабление устойчивости ранее выявленной групповой тенденции до уровня случайных изменений; - формирование новой групповой тенденции на базе случайных изменений, ранее не имевших статистической значимости («длинные накопления», проявившие себя по окончании морского похода). Этот эффект нашел отражение в агрегированной (объединенной) оценке СП военнослужащих НК в виде результирующих тенденций за весь исследуемый период (контроль № 1 - контроль № 3). В таблице 6 представлены обобщенные итоги ста- тистического анализа динамики СП военнослужащих НК под влиянием фактического питания и условий потребления пищи, а также ожидаемые изменения параметров СП за 140 суток ДМП. Из таблицы 6 видно, что среди рассмотренных по- казателей СП военнослужащих НК преобладающее их количество претерпевало закономерное изменение в различные периоды ДМП в зависимости от сба- лансированности основных пищевых компонентов (белков, жиров и углеводов) с другими нутриентами, от энергетических затрат организма. Заключение. Целенаправленное исследование СП военнослужащих сопряжено с проведением контроли- руемого натурного эксперимента по изучению влияния фактического питания и условий потребления пищи на СП военнослужащих в реальных условиях их жизнеде- ятельности с целью получения эффекта, дающего воз- можность управления процессом организации питания. Успешность решения проблемы оценки СП военнос- лужащих зависит как от качества планирования натурного Агрегирование тенденций изменения параметров СП у военнослужащих НК во время ДМП Таблица 6 Показатель Промежуточная тенденция Результирующая тенденция Показатель Iэтап (№ 1 - № 2) II этап (№ 1 - № 2) № 1 - № 3 ожидаемое приращение МТ, кг - Увеличение Увеличение Плюс 2,7-5,5 ОТ, см Увеличение Увеличение Увеличение Плюс 2,8-5,0 ИМТ, кг/м2 - Увеличение Увеличение Плюс 0,9-1,8 ИТБ, у. е. Увеличение Увеличение Увеличение Плюс 0,04-0,06 ОВЖ, см2 - Увеличение Увеличение Плюс 13,0-22,7 ЖМТ, кг - Увеличение Увеличение Плюс 2,4-4,9 ПСЖО, % - Увеличение Увеличение Плюс 3,3-5,4 BELOK, г/л - Увеличение Увеличение Плюс 4,2-9,2 CHOL, ммол/л Увеличение - Увеличение Плюс 0,7-1,5 Вит. В1, мкг/мл Увеличение - Увеличение Плюс 0,7-2,7 Вит. С, мг/мл уменьшение - уменьшение Минус 0,1-0,3 Na, мг/л - - Увеличение Плюс 11,2-24,5 Mg, мкг/л Увеличение Увеличение Увеличение Плюс 135,6-249,3 K, мг/л Увеличение - Увеличение Плюс 10,5-18,0 Ca, мкг/л Увеличение Увеличение Увеличение Плюс 127,7-349,5 Cr, нг/л - - Увеличение Плюс 24,9-204,7 Mn, нг/л - Увеличение Увеличение Плюс 171,6-464,3 Co, нг/л Увеличение - Увеличение Плюс 31,0-60,9 Zn, мг/л Увеличение Увеличение Увеличение Плюс 0,6-1,7 Se, нг/л - Увеличение Увеличение Плюс 42,3-88,7 Mo, нг/л Увеличение Увеличение Увеличение Плюс 6,8-24,6 I, нг/л - - Уменьшение Минус 257,1-1249,1 ТМ пр. ноги, кг - - Уменьшение Минус 0,2-0,4 ТМ лев. ноги, кг - - Уменьшение Минус 0,2-0,4 ВЕСТНИК РОССИЙСКОЙ ВОЕННО-МЕДИЦИНСКОЙ АКАДЕМИИ 2 (62) - 2018 137 Экспериментальные исследования эксперимента для получения достоверных эксперимен- тальных данных, так и от качества их статистического анализа для получения обоснованного заключения. Усилия исследователей по физиолого-гигиени- ческой оценке СП военнослужащих в равной мере должны быть направлены на организацию обследова- ния военнослужащих и на подбор релевантных стати- стических методов и алгоритмов проверки гипотезы (иногда их цепочек, когда после проверки предыдущей гипотезы принимается решение о проверке той или иной последующей гипотезы). Поскольку объемы экспериментальных выборок, как правило, не обеспечивают надежного установления нор- мальности их распределения, постольку корректность применения параметрических методов и алгоритмов анализа, а также получаемые с их помощью результаты проверки гипотез чаще всего подвергаются сомнению. В этих случаях рекомендуется применять непараметри- ческие методы, они пригодны при любом виде функции распределения экспериментальных данных. Предложенный нами алгоритм исследования СП военнослужащих НК в ДМП включал проверку цепочки гипотез с применением непараметрических методов статистического анализа. Он позволил выявить целый ряд изменений обменных процессов, обусловленных особенностями питания и характером военно-про- фессиональной деятельности и свидетельствующих о необходимости комплексного подхода к коррекции содержания витаминов, макро- и микроэлементов в рационе питания военнослужащих, проходящих службу в районах Арктики и совершенствования технологий водоподготовки (применение систем минерализации). Таким образом, предложенный алгоритм исследо- вания СП военнослужащих с применением непараме- трических методов статистического анализа позволяет оценить происходящие изменения на донозологиче- ском уровне. На основе результатов исследования СП военнослужащих, полученных при реализации пред- ложенного алгоритма, могут быть сформулированы требования к содержанию витаминов и минералов в рационе их питания, а также к витаминно-минеральным комплексам, необходимым для предупреждения раз- личных заболеваний и укрепления защитных функций организма. Предлагаемая модель расширяет исследо- вательские возможности по разработке методических рекомендаций и совершенствованию нормативных документов, регламентирующих процесс организации питания военнослужащих.

About the authors

N A Shchukina

O A Nagibovich

A I Andriyanov

I A Konovalova

A L Smetanin

Email: smet.alex1957@yandex.ru

L P Lazarenko

O G Korosteleva

References

Supplementary files