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

Abstract


The possibility of applying the nonparametric statistical methods to solve the tasks of investigating and appraising the index status of nutrition of military servicemen is considered. The experience to use in parallel several statistical algorithms for testing hypotheses is shown. An approach was worked out to test a sequence of hypotheses going one after another when testing the previous hypothesis influences the choice of subsequent hypothesis to test. This approach is formalized as a scheme to incrementally estimate the status of nutrition of military servicemen. The proposed model of status of nutrition exploration is used to obtain the quality and quantity digital estimation of the expected trend of a certain controllable parameter or a group of parameters of status of nutrition. It is established that among the considered indicators of the status of nutrition, the prevailing number of them has undergone a regular change in different periods of a prolonged sea voyage, depending on the balance of the main food components (proteins, fats and carbohydrates) with other nutrients and on the energy costs of the body of servicemen. The algorithm for studying the status of nutrition of servicemen with the use of nonparametric methods of statistical analysis made it possible to reveal a number of changes in metabolic processes occurring at the prenosological level and conditioned by the peculiarities of nutrition and the nature of military professional activity. On the basis of the research results obtained, requirements for the content of vitamins and minerals in the diet, as well as vitamin-mineral complexes, necessary for strengthening the body’s protective functions and preventing various diseases, can be formulated. Applying this model enlarges greatly the exploration possibilities when the methodical recommendations and normative documents to regulate the nutrition of military servicemen are developed.

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.

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

  1. Андриянов, А.И. Нормирование питания военнослужащих / А.И. Андриянов, А.Л. Сметанин, И.А. Коновалова // Вестн. акад. воен. наук. - 2014. - № 4 (14). - С. 33-45.
  2. Большев, Л.Н. Таблицы математической статистики / Л.Н. Большев, Н.В. Смирнов. - 3-е изд. - М.: Наука, 1983. - 416 с.
  3. Боровков, А.А. Математическая статистика / А.А. Боровков. - Новосибирск: Наука, 1997. - 772 с.
  4. Гаек, Я. Теория ранговых критериев / Я. Гаек, 3. Шидак; пер. с англ. - М.: Наука. 1971. - 376 с.
  5. Орлов, А.И. О проверке однородности двух независимых вы- борок / А.И. Орлов // Заводская лаборатория. - 2003. - Т. 69, №.1. - С. 55-60.
  6. Холлендер, М. Методы непараметрической статистики / М. Холлендер, Д.А. Вулф; пер. с англ. - М.: Финансы и стати- стика, 1983. - 520 с.
  7. Sinclair, H.M. The assessment of human nutriture / H.M. Sinclair // Vitamins. Hormones. - 1948. - Vol. 6. - P. 101-162.

Views

Abstract - 7

PDF (Russian) - 7

Cited-By



Copyright (c) 2018 Shchukina N.A., Nagibovich O.A., Andriyanov A.I., Konovalova I.A., Smetanin A.L., Lazarenko L.P., Korosteleva O.G.

Creative Commons License
This work is licensed under a Creative Commons Attribution-NonCommercial-NoDerivatives 4.0 International License.

This website uses cookies

You consent to our cookies if you continue to use our website.

About Cookies