Методы статистической обработки результатов

Результаты экспериментов обрабатывали с помощью пакетов статистических программ «SAS-STAT» (версия 6.11; SAS Institute, США), GraphPad InStat (версия 3.02., GraphPad Software Inc., США), SPSS for Windows (версия 11.5.1, SPSS Corp.

помощью одно-, двух- и многофакторного дисперсионного анализа (градуальный учет) и пробит-анализа (альтернативный учет), адаптированных для ситуаций с повторными измерениями и с неодинаковым размером групп. Межгрупповые сравнения (тесты/критерии Тьюки, Дункана, Дуннетта, Манн-Уитни, Стьюдента, Вилкоксона) проводили только при условии, что достоверный эффект был выявлен процедурой дисперсионного анализа. Достоверность результатов при альтернативном учете оценивали с помощью точного метода Фишера. Значения среднеэффективных доз (ЭД₅₀) рассчитывали с помощью программ «Мебистат-фарм» (версия 1.1; центр «Фармаколог») и «PharmToolsPro» (версия 1.0.41; McCary Group, США) методом Литчфильда-Уилкоксона и пробит-анализа (альтернативный учет).

Если предварительный анализ данных не подтверждал нормальность распределения данных, то использовали методы непараметрической статистики (ранговый дисперсионный анализ Фридмана, тесты Дунна, Вилкоксона, непараметрический однофакторный анализ Крускала-Уоллиса). Достоверным уровнем значимости считали Р < 0,05.

В ряде экспериментов, оценивавших суммации эффектов при сочетанном введении веществ, для анализа данных использовали изоболографический анализ (Tallarida et al.,1997). Кривые зависимости «доза-эффект» для каждого вещества в отдельности были в первую очередь проанализированы с применением линейной регрессии с последующим расчетом дозы, вызывающей снижение тактильной аллодинии на 30 % (ЭД₃₀). Такой же анализ проводили для комбинации веществ.

При проведении статистической обработки с использованием дисперсионного анализа на здоровой лапе было показано только влияние факторов “ время инъекции” (F (27,783) = 2,15,/? < 0,001). Влияние фактора “доза вещества” не было достоверно (F (3,29) = 0,43, р > 0,05). Не было отмечено и взаимодействия этих двух факторов (F (81,783) = 1,22,/? > 0,05).

Результаты статистического анализа (независимый дисперсионный анализ) по каждой группе, получавшей различные дозы вещества, приведены в таблице 3.15.

Анализ значений порогов реагирования для GPI 16072 при ежедневном измерении порогов до введения препарата показал постепенное уменьшение разницы между лапами за счет повышения порога реагирования на ложно оперированной лапе (F (6,186) = 3,24, р < 0,01). Однако эти изменения не были связаны с прямым влиянием вещества на порог реагирования (F (3,31) = 1,35, р > 0,05). Как и в предыдущем случае, были отмечены колебания значений порогов реагирования на протяжении всей экспериментальной сессии (F (6,186) = 2,74, р < 0,05), однако анализ не выявил взаимодействия временного фактора и использованной дозы вещества (F (3,31) = 0,2, р >0,05).

Для оперированной лапы глобальный дисперсионный анализ показал влияние временного фактора (F (27,783) = 3,78,/? < 0,001) независимо от использованной дозы GPI 16072 (F (3,31) = 0,27, р > 0,05). Также не было выявлено взаимодействия указанных факторов (F (81,783) = 1,23,/? = 0,09) (рис. 3.18).

При проведении статистической обработки с использованием дисперсионного анализа на здоровой лапе было показано только влияние фактора “время инъекции” (F (27,837) = 4,83, р < 0,001). Влияние фактора “доза вещества” не было достоверно (F (3,31) = 0,27, р > 0,05). GPI 16072 дозозависимо влиял на тактильную аллодинию на разных временных интервалах после введения вещества (F (81,837) = 1,57, р < 0,01).

Результаты статистического анализа (независимый дисперсионный анализ) по каждой группе, получавшей различные дозы вещества, приведены в таблице 3.15.

3.3.1.4.2. Влияние ингибиторов карбоксипептидазы на моторную функцию Вещества GPI 5693 и GPI 16072 ни в одной из исследованных доз не вызывали

нарушения моторной функции (%² (3) = 3,6, %² (3) = 3,0, соответственно) (Таблица 3.16).