ZABURZENIA WIDZENIA BARWNEGO U PRACOWNIKÓW NARAŻONYCH NA DZIAŁANIE PAR RTĘCI
|
|
- Iwona Morawska
- 9 lat temu
- Przeglądów:
Transkrypt
1 Medycyna Pracy 011;6(3):7 35 Instytut Medycyny Pracy im. prof. J. Nofera w Łodzi Marta Jędrejko Anna Skoczyńska PRACA ORYGINALNA ZABURZENIA WIDZENIA BARWNEGO U PRACOWNIKÓW NARAŻONYCH NA DZIAŁANIE PAR RTĘCI COLOR VISION IMPAIRMENT IN WORKERS EXPOSED TO MERCURY VAPOR Akademia Medyczna we Wrocławiu Katedra i Klinika Chorób Wewnętrznych, Zawodowych i Nadciśnienia Tętniczego Streszczenie Wstęp: U pracowników zatrudnionych w narażeniu na pary rtęci mogą wystąpić nabyte, odwracalne zaburzenia w rozróżnianiu barw. Poprzedzają one wystąpienie trwałych, niekorzystnych następstw działania rtęci i mogą służyć do monitorowania stanu zdrowia narażonych. W niniejszym badaniu w celu oceny zdolności rozróżniania barw u pracowników narażonych na działanie rtęci zastosowano test Lanthony D-15. Materiał i metody: Do badania zakwalifikowano grupę 7 mężczyzn zatrudnionych w zakładach chloroalkalicznych w narażeniu na pary rtęci. Grupę porównawczą stanowiło 7 pracowników umysłowych nienarażonych na rtęć. Do interpretacji ilościowej i jakościowej uzyskanych wyników użyto oprogramowania Lanthony D-15d scoring software firmy Richmond. Rtęć w moczu oznaczano metodą spektrofotometrii absorpcji atomowej. Wyniki: U pracowników narażonych na pary rtęci średnie stężenie rtęci w moczu (117,4±6,6 µg/g kreatyniny) było wyższe (p < 0,0001) niż w grupie porównawczej (0,79±0,4 mg/g kreatyniny). U 1 osób z grupy badanej (66,7%) wykryto w teście Lanthony D-15d zmiany jakościowe o charakterze zmian granicznych, odpowiadających początkowemu stadium rozwijającej się dyschromatopsji typu III. Analiza ilościowa wyników testu wykazała znamiennie wyższe wartość CCI (colour confusion index) dla oka prawego w grupie narażonych na pary rtęci w stosunku do grupy porównawczej (p = 0,01), przy braku istotnej różnicy w CCI dla oka lewego. W grupie badanej CCI prawego oka było istotnie wyższe niż CCI lewego oka (p = 0,0005). Nie stwierdzono występowania korelacji między CCI a poziomem rtęci w moczu ani między CCI a czasem ekspozycji. Wnioski: Test Lanthony D-15d jest czułym narzędziem do wykrywania wczesnych zmian w narządzie wzroku u osób narażonych na pary rtęci. Obserwowane zaburzenia odpowiadają rozwijającej się dyschromatopsji typu III. Med. Pr. 011;6(3):7 35 Słowa kluczowe: pary rtęci, widzenie barwne, test Lanthony D-15, dyschromatopsja typu III Abstract Introduction: Acquired reversible dyschromatopsia has been associated with occupational exposure to mercury vapor. Earlydetected impairments in color discrimination precede adverse permanent effects of mercury, so they may help to monitor the health of the exposed workers. The aim of this study was to evaluate the color discrimination ability in this group of workers, using Lanthony D-15d test. Material and methods: Employed in a chloralkali plant, 7 male workers exposed to mercury vapor and 7 healthy white-collar workers (control group) were qualified for the study. To assess color discrimination, the Lanthony 15-Hue desaturated test (Lanthony D-15) was used. In order to investigate quantitative and qualitative results, the Lanthony D-15d scoring software was performed. Urinary mercury was determined using flameless atomic absorption spectrometry. Results: In the workers exposed to mercury vapor, urine mercury concentration was 117.4±6.6 µg/g creatinine on average compared with 0.79±0.4 mg/g creatinine in the control group (p < ). In 1 exposed persons (66.7%), the results of the Lanthony D-15d test showed qualitative changes, which are borderline corresponding to the early stage of developing dyschromatopsia type III. The quantitative analysis of the test findings indicated a significantly higher value of the Color Confusion Index (CCI) in the right eye in the exposed group compared to the control group (p = 0.01), with no significant difference in the CCI in the left eye. In the exposed group, the CCI in the right eye was significantly higher than the CCI in the left eye (p = ). There was neither correlation between CCI and the level of urinary mercury, nor between CCI and duration of exposure. Conclusions: The results showed that the Lanthony D-15d test is useful in the detection of early toxic effects in the eyesight of the workers exposed to mercury vapor. The observed color vision impairments are borderline corresponding to the early stage of developing dyschromatopsia type III. Med Pr 011;6(3):7 35 Key words: mercury vapor, color vision, Lanthony D-15d test, dyschromatopsia type III Adres autorek: Katedra i Klinika Chorób Wewnętrznych, Zawodowych i Nadciśnienia Tętniczego, Akademia Medyczna we Wrocławiu, ul. Pasteura 4, Wrocław, annaskoc@ak.am.wroc.pl Nadesłano: 1 listopada 009 Zatwierdzono: 10 maja 011 Badania przeprowadzono w ramach projektu naukowego KBN nr N N
2 M. Jędrejko, A. Skoczyńska Nr 3 WSTĘP Zawodowe narażenie na działanie par rtęci jest obecnie coraz rzadziej spotykane w krajach europejskich dzięki opracowanej w 006 r. strategii Wspólnoty Europejskiej. Ma ona na celu całkowite zaprzestanie wykorzystywania rtęci do roku 00, w tym również do produkcji świetlówek oraz aparatury kontrolno-pomiarowej (1). Problem skażenia środowiska jest jednak wciąż aktualny, ponieważ mimo wysiłków państw wysoko uprzemysłowionych globalna emisja antropogeniczna rtęci stale rośnie ( 6). Wysoka toksyczność tego metalu, zdolność do akumulacji w narządach krytycznych, łatwość pokonywania barier biologicznych (krew mózg, krew łożysko), a także długotrwała eliminacja rtęci z centralnego układu nerwowego człowieka sprawiają, że skutki zdrowotne narażenia na ten metal stanowią poważne zagrożenie, szczególnie dla prawidłowego rozwoju płodów oraz osób młodych, do 17. roku życia (7 9). Wyzwaniem pozostaje wczesne wykrywanie następstw działania rtęci, kiedy zmiany są jeszcze odwracalne, szczególnie w zakresie narządów krytycznych. Poszukując takich skutków działania rtęci w narządzie wzroku, przebadano pracowników zatrudnionych w jedynym już w Polsce zakładzie produkujących chloroalkalia metodą rtęciową. Celem badania było wykrycie zaburzeń w rozróżnianiu barw przy użyciu czułego testu stosowanego do rozpoznawania nabytych dyschromatopsji wywołanych działaniem neurotoksyn. MATERIAŁ I METODY Grupa badana Do badania zakwalifikowano 7 mężczyzn narażonych na pary rtęci. Średnia wieku badanych wynosiła 44,3±9, lat. Staż pracy w narażeniu na pary rtęci wynosił od 1,5 roku do 40 lat (średnio: 16,1±9,4 lat). Średnie stężenie rtęci wydalonej z moczem wynosiło 117,4±6,6 µg/g kreatyniny. Dobowe średnie spożycie alkoholu nie przekraczało 50 g na dobę. Spośród badanych 3 osoby paliły czynnie papierosy, średnio 16 papierosów na dobę od 17 lat. Ze względu na stężenie rtęci w moczu wyodrębniono podgrupę I ze stężeniem rtęci powyżej 50 µg/g kreatyniny o liczebności 1 osób oraz podgrupę II ze stężeniem niższym lub równym 50 µg/g kreatyniny liczącą 6 osób. Ze względu na staż pracy wyodrębniono podgrupę I ze stażem pracy poniżej 16 lat o liczebności 11 osób oraz grupę II liczącą 16 osób pracujących co najmniej 16 lat. Mężczyźni zakwalifikowani do badania byli rekrutowani z 37-osobowej grupy pracowników narażonych na pary rtęci, których poddano szczegółowym badaniom ankietowym. Uwzględniono w nich dane ogólne i stan zdrowia, zażywane leki (również o działaniu miejscowym, np. krople do oczu czy nosa), sposób odżywiania (w tym ilość spożywanych ryb), średnie dzienne spożycie alkoholu i palenie papierosów. Pytania dotyczyły również symptomatologii objawów przewlekłego zatrucia rtęcią, szczególnie w zakresie narządów i układów krytycznych, m.in. układu nerwowego i układu moczowego. Ankietowani przeszli badania internistyczne, neurologiczne, psychologiczne, laryngologiczne, stomatologiczne (obecność wypełnień amalgamatowych), genetyczne, szczegółowe badania laboratoryjne oraz badania okulistyczne z pomiarem ciśnienia w gałce ocznej, oceną ostrości wzroku, pola widzenia oraz zdolności rozróżniania barw przy użyciu anomaloskopu. Pozwoliło to na wyłonienie grupy pracowników, których należało wykluczyć z testu Lanthony D-15d ze względu na stan zdrowia. Do badania zakwalifikowano osoby zdrowe pod względem stanu narządu wzroku, bez istotnej przeszłości chorobowej i bez klinicznych cech przewlekłego zatrucia rtęcią. Zgodnie ze standardem opisanym szczegółowo w literaturze dotyczącej badania testem Lanthony D-15d wykluczono mężczyzn z obecnością wrodzonych dyschromatopsji, cukrzycy, nadciśnienia tętniczego, chorób naczyniowo-mózgowych, zażywających leki powodujące zmiany w widzeniu barwnym, spożywających dziennie średnio powyżej 50 g czystego alkoholu, z ostrością wzroku w korekcji poniżej 0,6 dla każdego oka (1). Grupa porównawcza Grupę porównawczą stanowiło 7 zdrowych mężczyzn, pracowników umysłowych, nienarażonych zawodowo na działanie rtęci ani innych metali ciężkich. Średnia wieku wynosiła 4,5±, lat. Średnie stężenie rtęci wydalanej w moczu wynosiło 0,79±0,4 μg/g kreatyniny. W grupie porównawczej było 13 osób palących papierosy, średnio 6 papierosów na dobę od 4 lat. Zgodnie z zalecanym standardem była to grupa zgodna z grupą badaną pod względem płci, wieku (±5 lat), spożycia alkoholu (±10 g/dobę) i palenia papierosów (±10 sztuk/dobę) (1). Metody Badanie testem Lanthony D-15d Test przeprowadzono z zachowaniem warunków standardowych, do których należy:
3 Nr 3 Zaburzenia widzenia barwnego 9 wykonanie testu rano przed zmianą roboczą przy świetle dziennym oraz z wykorzystaniem oświetlarki do testów, badanie każdego oka osobno bez limitu czasu, podanie wszystkim pacjentom ustnej instrukcji wykonania testu przy użyciu tych samych słów, badanie z zastosowaniem własnej korekcji okularowej, zachowanie kryteriów zdrowotnych wyłączających z testu opisanych powyżej (1). Do badania użyto testu Lanthony D-15d w wersji magnetycznej firmy Richmond, oświetlarkę do testów oraz oprogramowanie do ilościowej interpretacji wyników Lanthony D-15d scoring software tej samej firmy. Wyniki przedstawiono w postaci jakościowej (wykresy graficzne) oraz w postaci ilościowej jako CCI (colour confusion index). Parametr ten wyraża liczbę błędów popełnionych w teście i przy bezbłędnej odpowiedzi wynosi 1, a z każdym popełnionym błędem rośnie. Wyniki ilościowe obliczono zgodnie z metodą zaproponowaną przez Bowmana z wykorzystaniem gotowego programu komputerowego (13). Rtęć w moczu (Hg-U) oznaczano metodą spektrofotometrii absorpcji atomowej na aparacie Solaar M6 z wykorzystaniem przystawki PU 9360 Philips służącej do generacji zimnych par rtęci. Stosowano długość fali 53,7 nm, deuterową korekcję tła i elektrycznie grzaną kwarcową komorę atomizacji. Jako wzorca użyto certyfikowanego przez ICP-NIST SRM 31 materiału referencyjnego Peak Performance (). Analizę statystyczną przeprowadzono przy pomocy programów Statistica i arkusza kalkulacyjnego Excel. Dla wszystkich parametrów ilościowych wyznaczono podstawowe statystyki opisowe (średnia, odchylenie standardowe, mediana, wartości ekstremalne, współczynnik zmienności) oraz sprawdzono zgodność ich rozkładu z rozkładem normalnym. Ocenę zgodności przeprowadzono testem Shapiro-Wilka na poziomie istotności α = 0,05. Istotność różnic wartości średnich w dwóch próbach dla parametrów o rozkładzie normalnym i o jednorodnych wariancjach sprawdzono testem t-studenta. Jednorodność wariancji sprawdzono testem Bartletta. W przypadku porównywania dwóch cech, z których przynajmniej jedna miała rozkład istotnie różny od rozkładu normalnego, korzystano z nieparametrycznego testu U Manna-Whitneya. Istotność różnic poziomu cech w więcej niż dwóch grupach weryfikowano za pomocą analizy wariancji (ANOVA). Za istotne statystycznie przyjmowano wyniki na poziomie p < 0,05. WYNIKI Wyniki jakościowe testu Lanthony D-15d w grupie badanej W grupie badanej 9 osób miało wynik jakościowy testu Lanthony D-15d prawidłowy (33,3%), a 1 osób (66,7%) wynik graniczny odpowiadający początkowym zmianom o typie dyschromatopsji typu III (ryc. 1). OD R D 11 P 1 OD (oculus dexter) oko prawe / right eye; R krążek 0 (wzorzec) / reference cap. D oś błędów w rozpoznawaniu barw typowa dla deuteranopii / color confusion line (deutan). P oś błędów w rozpoznawaniu barw typowa dla protanopii / color confusion line (protan). T oś błędów w rozpoznawaniu barw typowa dla tritanopii (dyschromatopsji typu III) / color confusion line (tritan) OD Ryc. 1. Przykładowy wykres 1 testu Lanthony D-15d 6 charakterystyczny dla grupy badanej. RZmiany graniczne odpowiadają początkowym zmianom o typie dyschromatopsji typu III. 7 Fig. 1. An example of a charakteristic result of the T Lanthony D-15d test in the exposed group. Qualitative 3 4 changes, 5 which are OD borderline corresponding 1 to the early stage 6 of developing dyschromatopsia type R III T D 1 11 P Wyniki jakościowe testu Lanthony D-15d 15 w grupie porównawczej 9 W grupie porównawczej wynik 13 prawidłowy 10 mieli wszyscy badani, choć bezbłędnie P D 11 1 test rozwiązało 1 osób (66,7%), a dopuszczalne błędy mieszczące się w zakresie normy miało 9 osób (ryc. ). OD R D 11 P 1 Objaśnienia skrótów jak w rycinie 1 / Abbreviations as in Figure Ryc.. Przykładowy wykres testu Lanthony D-15d w grupie porównawczej. Wynik prawidłowy, dopuszczalny błąd polega na przestawieniu kolejności sąsiadujących krążków. Fig.. An example of a characteristic result on the Lanthony D-15d test in the control group. The result is normal, the mistake is acceptable when a patient changes the sequence of adjacent caps T T
4 30 M. Jędrejko, A. Skoczyńska Nr 3 Ocena ilościowa wyników testu Lanthony D-15d w grupie badanej i grupie porównawczej Na podstawie wyników testu Lanthony D-15d, korzystając z oprogramowania komputerowego, policzono CCI dla każdego oka osobno oraz CCI średnie. Wartości średnie, odchylenia standardowe, wartości minimalne i maksymalne oraz wskaźnik zmienności podano w tabeli 1. Dla oka prawego w grupie badanej CCI było istotnie wyższe niż CCI dla oka prawego w grupie porównawczej, podobna zależność dotyczyła CCI średniego (ryc. 3 i 4). Nie wykazano natomiast istotnej różnicy w CCI dla oka lewego w grupie badanej i grupie porównawczej. Tabela 1. CCI oka prawego, CCI oka lewego, CCI średnie w grupie badanej i w grupie porównawczej Table 1. The CCI in the right eye, the CCI in the left eye, the mean CCI in the exposed group versus the control group Color confusion index (CCI) badana exposed Grupa Group porównawcza control Poziom istotności Significance level p Oko prawe / The right eye [ ] średnia / mean value 1,159 1,066 0,010 odchylenie standardowe / standard deviation 0,115 0,13 mediana / median 1,39 0 minimum / minimum value 0 0 maksimum / maximum value 1,39 1,395 wskaźnik zmienności / variability index [%] 9,900 11,500 Oko lewe / The left eye [ ] średnia / mean value 1,09 1,044 0,10 odchylenie standardowe / standard deviation 0,04 0,077 mediana / median 0 0 minimum / minimum value 0 0 maksimum / maximum value 1,0 1,79 wskaźnik zmienności / variability index [%] 4,100 7,400 Średnie / Mean średnia / mean value 1,094 1,055 0,001 odchylenie standardowe / standard deviation 0,036 0,09 mediana / median 1,10 0 minimum / minimum value 1,044 0 maksimum / maximum value 1,10 1,7 wskaźnik zmienności / variability index [%] 3,300,700
5 Nr 3 Zaburzenia widzenia barwnego 31 CCI oko prawe / CCI in CCI oko the oko prawe right prawe eye / CCI / CCI in the in right the right eye eye 1,45 1,45 1,40 1,35 1,40 1,35 1,30 1,30 1,45 1,15 1,40 1,10 1,15 1,35 1,05 1,10 1,30 1,05 0,95 B K 0,95 1,15 Mediana / Median 5 75% B Min. Maks. / Min Max K 1,10 Mediana / Median 5 75% Min. Maks. / Min Max Test U Manna-Whitneya 1,05 / Test U Mann-Whitney: Z =,56; p = 0,010. Ryc. 3. 0,95 CCI oka prawego w grupie badanej (B) i grupie porównawczej (K). B K Fig. 3. The CCI Mediana in / Median the right 5 75% eye in the exposed Min. Maks. / Min Max group (B) versus the control group (K). Liczba nieprawidłowych wyników testu (CCI > 1) dla oka prawego w grupie badanej istotnie przewyższała liczbę nieprawidłowych wyników w grupie porównawczej, czego nie stwierdzono dla oka lewego (ryc. 6 i 7). Obserwacje / Observations [n] ,30 1,30 1,15 1,30 1,15 1,10 1,10 1,05 1,05 1,15 0,95 B K 0,95 1,10 Mediana / Median 5 75% B Min. Maks. / Min Max K Mediana / Median 5 75% Min. Maks. / Min Max Test U Manna-Whitneya 1,05 / Test U Mann-Whitney: Z = 3,03; p = 0,001. CCI średnie / Mean CCI CCI CCI średnie średnie / Mean / Mean CCI CCI Ryc. 4. CCI średnie w grupie badanej (B) i grupie porównawczej (K). Fig. 4. 0,95 The mean CCI in the exposed group (B) versus the control group (K). B K W 1,30grupie badanej zaobserwowano istotną statystycznie 1,30 różnicę w CCI dla oka prawego oraz CCI dla oka lewego (ryc. 5). CCI średnie / Mean CCI CCI CCI średnie średnie / Mean / Mean CCI CCI 1,15 1,30 1,15 1,10 1,10 1,05 1,05 1,15 1,10 1,05 Mediana / Median 5 75% Min. Maks. / Min Max CCI oka prawego / CCI oka lewego / CCI / right oka eye prawego CCI / CCI / left oka eye lewego CCI / Średnia / Mean / right Błąd eye stand. CCI / Standard error / left eye ±1,96 CCI błąd stand. / standard error Średnia / Mean Błąd stand. / Standard error ±1,96 błąd stand. / standard error CCI oka prawego / / right eye CCI CCI oka lewego / / left eye CCI Test T dla prób zależnych / T-test for dependent samples: T = 4,300; p = 0,000. Średnia / Mean Błąd stand. / Standard error ±1,96 błąd stand. / standard error Ryc. 5. Grupa badana: CCI oka prawego i CCI oka lewego (p < 0,01). Fig. 5. The CCI in the right eye versus the CCI in the left eye in the exposed group (p < 0.01). CCI oka prawego / Right eye CCI prawidłowy / / correct nieprawidłowy / / incorrect Grupa B / / Group B Grupa K / / Group K x V = 1 = 6,3; p = 0,009. Ryc. 6. Liczba osób z nieprawidłowym wynikiem CCI dla oka prawego w grupie badanej w stosunku do grupy porównawczej. Fig. 6. The number of persons with abnormal results of CCI in the right eye in the exposed group versus the control group. Obserwacje / Observations [n] CCI oka lewego / Left eye CCI prawidłowy / / correct nieprawidłowy / / incorrect Grupa B / / Group B Grupa K / / Group K x V = 1 = 0,04; p = 0,4. Ryc. 7. Liczba osób z nieprawidłowym wynikiem CCI dla oka lewego w grupie badanej w stosunku do grupy porównawczej. Fig. 7. The number of persons with abnormal results of CCI in the left eye in the exposed group versus the control group. Ocena ilościowa wyników testu Lanthony D-15d w grupie badanej podzielonej według kryterium stężenia rtęci w moczu oraz kryterium stażu pracy Nie wykazano istotnych różnic w CCI w grupie badanej podzielonej według kryterium stężenia rtęci w moczu (tab. ) oraz w grupie badanej podzielonej według kryterium stażu pracy (tab. 3).
6 3 M. Jędrejko, A. Skoczyńska Nr 3 Tabela. CCI oka prawego, CCI oka lewego, CCI średnie w grupie badanej podzielonej według kryterium stężenia rtęci w moczu Table. The CCI in the right eye, the CCI in the left eye, the mean CCI in the exposed group divided into two subgroups according to the criterion of mercury concentration in urine Color confusion index (CCI) Oko prawe / The right eye [ ] Stężenie rtęci w moczu [µg/g kreatyniny] Mercury concentration in urine [µg/g creatinine] Hg-U > 50 (N = 1) Hg-U < 50 (N = 6) razem total Poziom istotności Significance level p średnia / mean value 1,171 1,10 1,159 0,431 odchylenie standardowe / standard deviation 0,111 0,131 0,115 mediana / median 1,39 1,10 1,39 minimum / minimum value maksimum / maximum value 1,39 1,39 1,39 wskaźnik zmienności / variability index [%] 9,500 11,700 9,900 Oko lewe / The left eye [ ] średnia / mean value 1,05 1,044 1,09 0,431 odchylenie standardowe / standard deviation 0,041 0,04 0,04 mediana / median 0 1,044 0 minimum / minimum value maksimum / maximum value 1,0 1,0 1,0 wskaźnik zmienności / variability index [%] 4,000 4,600 4,100 Średnie / Mean [ ] średnia / mean value 1,097 1,0 1,094 0,44 odchylenie standardowe / standard deviation 0,035 0,04 0,036 mediana / median 1,10 1,0 1,1 minimum / minimum value 1,044 1,044 1,044 maksimum / maximum value 1,10 1,10 1,10 wskaźnik zmienności / variability index [%] 3,00 3,00 3,300 Tabela 3. CCI oka prawego, CCI oka lewego, CCI średnie w grupie badanej podzielonej według kryterium stażu pracy Table 3. The CCI in the right eye, the CCI in the left eye, the mean CCI in the exposed group divided into two subgroups according to the criterion of exposure duration Color confusion index (CCI) Oko prawe / The right eye [ ] I < 16 (N = 11) Staż pracy w narażeniu [w latach] Duration of exposure [years] II > 16 (N = 16) razem total Poziom istotności Significance level p średnia / mean value 1,130 1,179 1,159 0,374 odchylenie standardowe / standard deviation 0,15 0,107 0,115 mediana / median 1,39 1,39 1,39
7 Nr 3 Zaburzenia widzenia barwnego 33 Tabela 3. CCI oka prawego, CCI oka lewego, CCI średnie w grupie badanej podzielonej według kryterium stażu pracy cd. Table 3. The CCI in the right eye, the CCI in the left eye, the mean CCI in the exposed group divided into two subgroups according to the criterion of exposure duration cont. Color confusion index (CCI) I < 16 (N = 11) Staż pracy w narażeniu [w latach] Duration of exposure [years] II > 16 (N = 16) razem total Poziom istotności Significance level p minimum / minimum value maksimum / maximum value 1,39 1,39 1,39 wskaźnik zmienności / variability index [%] 10 9,100 9,900 Oko lewe / The left eye [ ] średnia / mean value 1,040 1,0 1,09 0,374 odchylenie standardowe / standard deviation 0,046 0,039 0,04 mediana / median minimum / minimum value maksimum / maximum value 1,0 1,0 1,0 wskaźnik zmienności / variability index [%] 4,100 3,900 4,100 Średnie / Mean [ ] średnia / mean value 1,05 1,099 1,094 0,459 odchylenie standardowe / standard deviation 0,040 0,034 0,036 mediana / median 1,10 1,10 1,10 minimum / minimum value 1,044 1,044 1,044 maksimum / maximum value 1,10 1,10 1,10 wskaźnik zmienności / variability index [%] 3,300 3,100 3,300 Nie wykazano również korelacji między CCI a stężeniem rtęci wydalanej z moczem ani korelacji między CCI a długością stażu pracy w narażeniu. OMÓWIENIE Zaburzenia w narządzie wzroku, które są stwierdzane u pracowników narażonych na pary rtęci metalicznej, najczęściej odpowiadają upośledzeniu rozróżniania kolorów w zakresie barwy niebieskiej i żółtej (III typ dyschromatopsji), ale mogą być również niesklasyfikowane, inaczej anarchiczne (10,11). Najczęściej używanym narzędziem do badania nabytych dyschromatopsji jest test Lanthony D-15d (1,15,16). Jest to stosunkowo łatwy w obsłudze, tani w eksploatacji i nieczasochłonny test, polegający na ustawieniu w odpowiedniej kolejności 15 barwnych krążków reprezentujących odpowiednio dobrane kolory z atlasu Munsella. Prawidłowo ułożone krążki powinny znaleźć się w porządku postępującym, od 0 do 15, zaczynając od koloru wzorca, co stanowi przejście od barwy niebieskiej do fioletowej. Wynik testu jest następnie zapisywany w postaci graficznej, gdzie poszczególnym wykresom można przyporządkować odpowiednie typy zaburzeń widzenia barwnego. Test Lanthony D-15d od około 30 lat jest stosowany w Europie do oceny zaburzeń w rozróżnianiu kolorów spowodowanych działaniem różnych neurotoksyn, w tym rozpuszczalników organicznych (np. styrenu, toluenu) czy metali ciężkich (np. rtęci, manganu). W dostępnym piśmiennictwie nie ma jednak danych potwierdzających jego stosowanie w tym celu w Polsce.
8 34 M. Jędrejko, A. Skoczyńska Nr 3 Niniejsze badanie przeprowadzono w warunkach standardowych. Wbrew oczekiwaniom, po jakościowym i ilościowym opracowaniu wyników, u żadnego z pracowników nie stwierdzono dyschromatopsji typu III typowej dla skutków działania par rtęci. U 1 osób (66,7%) wykryte zmiany jakościowe miały jednak charakter zmian granicznych odpowiadających początkowemu stadium tego zaburzenia, a pozostałe osoby miały wynik testu prawidłowy, mieszczący się w granicach dopuszczalnych błędów. Charakterystyczną cechą opisywaną przez innych autorów jest asymetria zmian wykrywanych w obu oczach (10,11,17 19). W niniejszej pracy uzyskano znamiennie wyższe wartość CCI dla oka prawego w grupie narażonych na pary rtęci w stosunku do grupy porównawczej (p = 0,01), przy braku istotnej różnicy w CCI dla oka lewego. W grupie badanej CCI prawego oka było istotnie wyższe niż CCI lewego oka (p = 0,0005). Nie stwierdzono występowania korelacji między CCI a poziomem rtęci w moczu ani między CCI a czasem ekspozycji na rtęć, co stwierdzili także w swoich pracach Cavalleri, Urban oraz Feitos-Santana (11,1,19). Wartości średnie CCI uzyskane w niniejszej pracy są znacznie niższe od wartości obserwowanych przez cytowanych autorów. Oznacza to, że liczba błędów popełnianych w teście przez badanych pracowników była mniejsza niż liczba błędów stwierdzonych w cytowanych pracach. Przeczy to również tezie postawionej przez Urbana o istnieniu określonego progu wykrywalności zaburzeń w rozróżnianiu barw u narażonych na pary rtęci (17). Wartość tego progu mierzona poziomem rtęci wydalonej w moczu (Hg-U) miałaby się mieścić między 10 a 0 µg Hg/g kreatyniny. W niniejszej pracy średnie Hg-U w grupie badanej wynosiło 117,4 µg Hg/g kreatyniny, a wykryte zmiany jakościowe miały charakter zmian granicznych, odpowiadających dopiero rozwijającym się zaburzeniom w rozróżnianiu barw. Wskazuje to, że progowe stężenie Hg-U, przy którym można wykryć zaburzenia w rozróżnianiu barw, może być wyższe niż 0 µg Hg/g kreatyniny. Nie potwierdzono również spostrzeżeń Cavalleri, że dla Hg-U powyżej 50 µg Hg/g kreatyniny nabyte zaburzenia w rozróżnianiu barw są zależne od stężenia rtęci w moczu (11). Otrzymane wyniki testu potwierdziły jednak, że jest on czułym narzędziem do wykrywania wczesnych zmian toksycznych w narządzie wzroku u osób narażonych na pary rtęci. WNIOSKI 1. Test Lanthony D-15d może służyć do wykrywania subklinicznych zmian wywołanych działaniem par rtęci na narząd wzroku.. Obserwowane zaburzenia rozróżniania barw u pracowników narażonych na pary rtęci odpowiadają wczesnemu stadium rozwijającej się dyschromatopsji typu III i mają charakter zmian jednoocznych. 3. Wystąpienie mniejszych niż oczekiwane, zmian ilościowych i jakościowych w narządzie wzroku przy stosunkowo dużym średnim stężeniu rtęci w moczu (117,4 µg Hg/g kreatyniny) może oznaczać, że przyjęty obecnie dopuszczalny próg stężenia rtęci w moczu (DSB) wynoszący 35 μg Hg/g kreatyniny jest bezpieczny dla narządu wzroku. PIŚMIENNICTWO 1. Strategia Wspólnoty w zakresie rtęci. DzUrz UE z 006 r. P6_TA(006)007. World Health Organization: Exposure to mercury: a major public health concern. Preventing disease through healthy environments. WHO, Geneva Pirrone N.: Mercury research in Europe: towards the preparation of the EU air quality directive. Atmos. Environ. 001;35: Hlawiczka S., Fudala J.: Distribution of Cd, Pb and Hg emissions among sectors of economy in Poland and the emission assessment for the years W: Environmental Engineering Studies, Polish Research on the way to the EU. Kluwer Academic, Plenum Publishers, New York 003, ss Rogalski L., Warmiński K.: Emisja rtęci do atmosfery w krajach Unii Europejskiej w odniesieniu do parametrów demograficznych, obszarowych i gospodarczych. Ochr. Pow. Probl. Odp. 007;3 4: World Health Organization: Mercury. Air Quality Guidelines. Chapter 6.9. WHO Regional Office for Europe, Copenhagen Agency for Toxic Substances and Disease Registry (ATSDR): Toxicological profile for mercury (update). US Department of Health and Human Services, Public Health Service, ATSDR, Atlanta, GA, World Health Organization: Elemental mercury and inorganic mercury compounds: human health aspects. Concise International Chemical Assessment. Document 50. WHO, Geneva 003
9 Nr 3 Zaburzenia widzenia barwnego Clarkson T.W., Magos L.: Overview of the clinical toxicity of mercury. Ann. Clin. Biochem. 006;43(4): Cavalleri A., Belotti L., Gobba F., Luzzana G., Rosa P., Seghizzi P.: Colour vision loss in workers exposed to elemental mercury vapour. Toxicol. Lett. 1995;77(1 3): Cavalleri A., Gobba F.: Reversible color vision loss in occupational exposure to metallic mercury. Environ. Res. 199;77(): Gobba F.: Color vision: a sensitive indicator of exposure to neurotoxins. Neurotoxicology 000;1(5): Bowman K.J.: A method for quantitative scoring of the Farnsworth panel D-15. Acta Ophtalmol. 19;60(6): Magos L.: Selective atomic absorbtion determination of inorganic mercury and methylmercury in undigested biological samples. Analyst 1971;96(9): Geller A.M., Hudnell H.K.: Critical issues in the use and analysis of the Lanthony Desaturate Color Vision test. Neurotoxicol. Teratol. 1997;19(6): Lanthony P.: The desaturated panel D-15. Doc. Ophthalmol. 197;46(1): Urban P., Gobba F., Nerudová J., Lukás E., Cábelková Z., Cikrt M.: Color discrimination impairment in workers exposed to mercury vapor. Neurotoxicology 003;4(4 5): Feitosa-Santana C., Barboni M.T., Oiwa N.N., Paramei G.V., Simões A.L., Da Costa M.F. i wsp.: Irreversible color vision losses in patients with chronic mercury vapor intoxication. Vis. Neurosci. 00;5(3): Feitosa-Santana C., Costa M.F., Lago M., Ventura D.F.: Long-term loss of color vision after exposure to mercury vapor. Braz. J. Med. Biol. Res. 007;40(3):409 4
Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym
Wiesława MALSKA Politechnika Rzeszowska, Polska Anna KOZIOROWSKA Uniwersytet Rzeszowski, Polska Wykorzystanie testu t dla pojedynczej próby we wnioskowaniu statystycznym Wstęp Wnioskowanie statystyczne
lek. Wojciech Mańkowski Kierownik Katedry: prof. zw. dr hab. n. med. Edward Wylęgała
lek. Wojciech Mańkowski Zastosowanie wzrokowych potencjałów wywołanych (VEP) przy kwalifikacji pacjentów do zabiegu przeszczepu drążącego rogówki i operacji zaćmy Rozprawa na stopień doktora nauk medycznych
Katedra i Zakład Biochemii Kierownik Katedry: prof. dr hab. n. med. Ewa Birkner
mgr Anna Machoń-Grecka Cytokiny i czynniki proangiogenne u pracowników zawodowo narażonych na oddziaływanie ołowiu i jego związków Rozprawa na stopień doktora nauk medycznych Promotor: prof. dr hab. n.
Ocena skuteczności preparatów miejscowo znieczulających skórę w redukcji bólu w trakcie pobierania krwi u dzieci badanie z randomizacją
234 Ocena skuteczności preparatów miejscowo znieczulających skórę w redukcji bólu w trakcie pobierania krwi u dzieci badanie z randomizacją The effectiveness of local anesthetics in the reduction of needle
Charakterystyka kliniczna chorych na raka jelita grubego
Lek. Łukasz Głogowski Charakterystyka kliniczna chorych na raka jelita grubego Rozprawa na stopień doktora nauk medycznych Opiekun naukowy: Dr hab. n. med. Ewa Nowakowska-Zajdel Zakład Profilaktyki Chorób
Outlier to dana (punkt, obiekt, wartośd w zbiorze) znacznie odstająca od reszty. prezentacji punktów odstających jest rysunek poniżej.
Temat: WYKRYWANIE ODCHYLEO W DANYCH Outlier to dana (punkt, obiekt, wartośd w zbiorze) znacznie odstająca od reszty. prezentacji punktów odstających jest rysunek poniżej. Przykładem Box Plot wygodną metodą
ZALEŻNOŚĆ MIĘDZY WYSOKOŚCIĄ I MASĄ CIAŁA RODZICÓW I DZIECI W DWÓCH RÓŻNYCH ŚRODOWISKACH
S ł u p s k i e P r a c e B i o l o g i c z n e 1 2005 Władimir Bożiłow 1, Małgorzata Roślak 2, Henryk Stolarczyk 2 1 Akademia Medyczna, Bydgoszcz 2 Uniwersytet Łódzki, Łódź ZALEŻNOŚĆ MIĘDZY WYSOKOŚCIĄ
Akademia Morska w Szczecinie. Wydział Mechaniczny
Akademia Morska w Szczecinie Wydział Mechaniczny ROZPRAWA DOKTORSKA mgr inż. Marcin Kołodziejski Analiza metody obsługiwania zarządzanego niezawodnością pędników azymutalnych platformy pływającej Promotor:
Kontrola i zapewnienie jakości wyników
Kontrola i zapewnienie jakości wyników Kontrola i zapewnienie jakości wyników QA : Quality Assurance QC : Quality Control Dobór systemu zapewnienia jakości wyników dla danego zadania fit for purpose Kontrola
Ocena wpływu nasilenia objawów zespołu nadpobudliwości psychoruchowej na masę ciała i BMI u dzieci i młodzieży
Ewa Racicka-Pawlukiewicz Ocena wpływu nasilenia objawów zespołu nadpobudliwości psychoruchowej na masę ciała i BMI u dzieci i młodzieży Rozprawa na stopień doktora nauk medycznych PROMOTOR: Dr hab. n.
STRESZCZENIE / ABSTRACT
STRESZCZENIE / ABSTRACT Wstęp: Rtęć jest metalem o silnym działaniu neuro, nefro i hepatotoksycznym oraz zwiększającym ryzyko chorób układu krążenia. Pracownicy zatrudnieni w zakładach przemysłowych wykorzystujących
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez statystycznych
Statystyczna analiza danych w programie STATISTICA (wykład 2) Dariusz Gozdowski
Statystyczna analiza danych w programie STATISTICA (wykład ) Dariusz Gozdowski Katedra Doświadczalnictwa i Bioinformatyki Wydział Rolnictwa i Biologii SGGW Weryfikacja (testowanie) hipotez statystycznych
Wprowadzenie. Małgorzata KLENIEWSKA. nawet już przy stosunkowo niewielkim stężeniu tego gazu w powietrzu atmosferycznym.
Małgorzata KLENIEWSKA Katedra Inżynierii Wodnej i Rekultywacji Środowiska SGGW Zakład Meteorologii i Klimatologii Department of Hydraulic Engineering and Environmental Restoration WAU Division of Meteorology
Wykorzystanie testu Levene a i testu Browna-Forsythe a w badaniach jednorodności wariancji
Wydawnictwo UR 2016 ISSN 2080-9069 ISSN 2450-9221 online Edukacja Technika Informatyka nr 4/18/2016 www.eti.rzeszow.pl DOI: 10.15584/eti.2016.4.48 WIESŁAWA MALSKA Wykorzystanie testu Levene a i testu Browna-Forsythe
BADANIA ZRÓŻNICOWANIA RYZYKA WYPADKÓW PRZY PRACY NA PRZYKŁADZIE ANALIZY STATYSTYKI WYPADKÓW DLA BRANŻY GÓRNICTWA I POLSKI
14 BADANIA ZRÓŻNICOWANIA RYZYKA WYPADKÓW PRZY PRACY NA PRZYKŁADZIE ANALIZY STATYSTYKI WYPADKÓW DLA BRANŻY GÓRNICTWA I POLSKI 14.1 WSTĘP Ogólne wymagania prawne dotyczące przy pracy określają m.in. przepisy
LABORATORIUM 3. Jeśli p α, to hipotezę zerową odrzucamy Jeśli p > α, to nie mamy podstaw do odrzucenia hipotezy zerowej
LABORATORIUM 3 Przygotowanie pliku (nazwy zmiennych, export plików.xlsx, selekcja przypadków); Graficzna prezentacja danych: Histogramy (skategoryzowane) i 3-wymiarowe; Wykresy ramka wąsy; Wykresy powierzchniowe;
Charakterystyki liczbowe (estymatory i parametry), które pozwalają opisać właściwości rozkładu badanej cechy (zmiennej)
Charakterystyki liczbowe (estymatory i parametry), które pozwalają opisać właściwości rozkładu badanej cechy (zmiennej) 1 Podział ze względu na zakres danych użytych do wyznaczenia miary Miary opisujące
Rozpoznawanie twarzy metodą PCA Michał Bereta 1. Testowanie statystycznej istotności różnic między jakością klasyfikatorów
Rozpoznawanie twarzy metodą PCA Michał Bereta www.michalbereta.pl 1. Testowanie statystycznej istotności różnic między jakością klasyfikatorów Wiemy, że możemy porównywad klasyfikatory np. za pomocą kroswalidacji.
Jerzy Stockfisch 1, Jarosław Markowski 2, Jan Pilch 2, Brunon Zemła 3, Włodzimierz Dziubdziela 4, Wirginia Likus 5, Grzegorz Bajor 5 STRESZCZENIE
Czynniki ryzyka związane ze stylem i jakością życia a częstość zachorowań na nowotwory złośliwe górnych dróg oddechowych w mikroregionie Mysłowice, Imielin i Chełm Śląski Jerzy Stockfisch 1, Jarosław Markowski
METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII
METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII 1. Wykład wstępny 2. Populacje i próby danych 3. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 4. Planowanie eksperymentów biologicznych 5. Najczęściej wykorzystywane testy statystyczne
śląski Uniwersytet (Medyczny w Katowicach Wydział Lel<arski z Oddziałem Lekarsko-Dentystycznym w Zabrzu Katedra i Zakład Biochemii
śląski Uniwersytet (Medyczny w Katowicach Wydział Lel
NAKŁADY PRACY W GOSPODARSTWACH ROLNYCH O RÓŻNEJ WIELKOŚCI EKONOMICZNEJ
Inżynieria Rolnicza 1(126)/2011 NAKŁADY PRACY W GOSPODARSTWACH ROLNYCH O RÓŻNEJ WIELKOŚCI EKONOMICZNEJ Jarosław Figurski, Edmund Lorencowicz Katedra Eksploatacji Maszyn i Zarządzania w Inżynierii Rolniczej,Uniwersytet
METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII
METODY STATYSTYCZNE W BIOLOGII 1. Wykład wstępny 2. Populacje i próby danych 3. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 4. Planowanie eksperymentów biologicznych 5. Najczęściej wykorzystywane testy statystyczne
ZASTOSOWANIE SPEKTROSKOPII ODBICIOWEJ DO OZNACZANIA ZAWARTOŚCI WODY W SERACH. Agnieszka Bilska, Krystyna Krysztofiak, Piotr Komorowski
SCIENTIARUM POLONORUMACTA Technologia Alimentaria 1(1) 2002, 85-90 ZASTOSOWANIE SPEKTROSKOPII ODBICIOWEJ DO OZNACZANIA ZAWARTOŚCI WODY W SERACH Agnieszka Bilska, Krystyna Krysztofiak, Piotr Komorowski
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X.
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4 WERYFIKACJA HIPOTEZ PARAMETRYCZNYCH X - cecha populacji, θ parametr rozkładu cechy X. Wysuwamy hipotezy: zerową (podstawową H ( θ = θ i alternatywną H, która ma jedną z
Exposure assessment of mercury emissions
Monitoring and Analityka Zanieczyszczen Srodowiska Substance Flow of Mercury in Europe Prof. dr hab. inz. Jozef PACYNA M.Sc. Kyrre SUNDSETH Perform a litterature review on natural and anthropogenic emission
Populacja generalna (zbiorowość generalna) zbiór obejmujący wszystkie elementy będące przedmiotem badań Próba (podzbiór zbiorowości generalnej) część
Populacja generalna (zbiorowość generalna) zbiór obejmujący wszystkie elementy będące przedmiotem badań Próba (podzbiór zbiorowości generalnej) część populacji, którą podaje się badaniu statystycznemu
Is there a relationship between age and side dominance of tubal ectopic pregnancies? A preliminary report
Is there a relationship between age and side dominance of tubal ectopic pregnancies? A preliminary report Czy istnieje zależność pomiędzy wiekiem i stroną, po której umiejscawia się ciąża ektopowa jajowodowa?
Testowanie hipotez statystycznych. Wnioskowanie statystyczne
Testowanie hipotez statystycznych Wnioskowanie statystyczne Hipoteza statystyczna to dowolne przypuszczenie co do rozkładu populacji generalnej (jego postaci funkcyjnej lub wartości parametrów). Hipotezy
weryfikacja hipotez dotyczących parametrów populacji (średnia, wariancja)
PODSTAWY STATYSTYKI. Teoria prawdopodobieństwa i elementy kombinatoryki. Zmienne losowe i ich rozkłady 3. Populacje i próby danych, estymacja parametrów 4. Testowanie hipotez 5. Testy parametryczne (na
WIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI. Test zgodności i analiza wariancji Analiza wariancji
WIELKA SGH-OWA POWTÓRKA ZE STATYSTYKI Test zgodności i analiza wariancji Analiza wariancji Test zgodności Chi-kwadrat Sprawdza się za jego pomocą ZGODNOŚĆ ROZKŁADU EMPIRYCZNEGO Z PRÓBY Z ROZKŁADEM HIPOTETYCZNYM
ROLA MIOGENNYCH PRZEDSIONKOWYCH POTENCJAŁÓW WYWOŁANYCH W DIAGNOSTYCE ZAWROTÓW GŁOWY O RÓŻNEJ ETIOLOGII
Dominik Bień ROLA MIOGENNYCH PRZEDSIONKOWYCH POTENCJAŁÓW WYWOŁANYCH W DIAGNOSTYCE ZAWROTÓW GŁOWY O RÓŻNEJ ETIOLOGII ROZPRAWA NA STOPIEŃ DOKTORA NAUK MEDYCZNYCH BADANIA WYKONANO W KLINICE OTORYNOLARYNGOLOGII
Lek. Ewelina Anna Dziedzic. Wpływ niedoboru witaminy D3 na stopień zaawansowania miażdżycy tętnic wieńcowych.
Lek. Ewelina Anna Dziedzic Wpływ niedoboru witaminy D3 na stopień zaawansowania miażdżycy tętnic wieńcowych. Rozprawa na stopień naukowy doktora nauk medycznych Promotor: Prof. dr hab. n. med. Marek Dąbrowski
Testy nieparametryczne
Testy nieparametryczne Testy nieparametryczne możemy stosować, gdy nie są spełnione założenia wymagane dla testów parametrycznych. Stosujemy je również, gdy dane można uporządkować według określonych kryteriów
Analizy wariancji ANOVA (analysis of variance)
ANOVA Analizy wariancji ANOVA (analysis of variance) jest to metoda równoczesnego badania istotności różnic między wieloma średnimi z prób pochodzących z wielu populacji (grup). Model jednoczynnikowy analiza
Analiza wariancji - ANOVA
Analiza wariancji - ANOVA Analiza wariancji jest metodą pozwalającą na podział zmienności zaobserwowanej wśród wyników eksperymentalnych na oddzielne części. Każdą z tych części możemy przypisać oddzielnemu
STATYSTYKA MATEMATYCZNA
STATYSTYKA MATEMATYCZNA 1. Wykład wstępny. Zmienne losowe i teoria prawdopodobieństwa 3. Populacje i próby danych 4. Testowanie hipotez i estymacja parametrów 5. Najczęściej wykorzystywane testy statystyczne
ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN - POLONIA VOL.LX, SUPPL. XVI, 7 SECTIO D 2005
ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN - POLONIA VOL.LX, SUPPL. XVI, 7 SECTIO D 5 1 Państwowa Wyższa Szkoła Zawodowa w Białej Podlaskiej Instytut Pielęgniarstwa Higher State Vocational School
Elżbieta Arłukowicz Streszczenie rozprawy doktorskiej
Elżbieta Arłukowicz Streszczenie rozprawy doktorskiej Analiza zmienności ilościowej i jakościowej tlenowej flory bakteryjnej izolowanej z ran przewlekłych kończyn dolnych w trakcie leczenia tlenem hiperbarycznym
Zad. 4 Należy określić rodzaj testu (jedno czy dwustronny) oraz wartości krytyczne z lub t dla określonych hipotez i ich poziomów istotności:
Zadania ze statystyki cz. 7. Zad.1 Z populacji wyłoniono próbę wielkości 64 jednostek. Średnia arytmetyczna wartość cechy wyniosła 110, zaś odchylenie standardowe 16. Należy wyznaczyć przedział ufności
Zadania ze statystyki cz.8. Zadanie 1.
Zadania ze statystyki cz.8. Zadanie 1. Wykonano pewien eksperyment skuteczności działania pewnej reklamy na zmianę postawy. Wylosowano 10 osobową próbę studentów, których poproszono o ocenę pewnego produktu,
OCENA MOśLIWOŚCI WYKORZYSTANIA HODOWLI ŚWIŃ RASY ZŁOTNICKIEJ
ASSESSMENT OF POTENTIAL FOR ZŁOTNICKA SPOTTED PIG BREEDING IN ORGANIC FARMS OCENA MOśLIWOŚCI WYKORZYSTANIA HODOWLI ŚWIŃ RASY ZŁOTNICKIEJ PSTREJ W GOSPODARSTWACH EKOLOGICZNYCH Janusz Tomasz Buczyński (1),
PAŃSTWOWA WYŻSZA SZKOŁA ZAWODOWA W KOSZALINIE (18) TYTUŁ PRACY DYPLOMOWEJ (18)
PAŃSTWOWA WYŻSZA SZKOŁA ZAWODOWA W KOSZALINIE (18) INSTYTUT. (14) Kierunek:. Poziom kształcenia: studia pierwszego stopnia (14) Imię i Nazwisko (16) Nr albumu: TYTUŁ PRACY DYPLOMOWEJ (18) Przyjmuję pracę
HemoRec in Poland. Summary of bleeding episodes of haemophilia patients with inhibitor recorded in the years 2008 and 2009 04/2010
HemoRec in Poland Summary of bleeding episodes of haemophilia patients with inhibitor recorded in the years 2008 and 2009 04/2010 Institute of Biostatistics and Analyses. Masaryk University. Brno Participating
KLIMAT BEZPIECZEŃSTWA A WYPADKOWOŚĆ NA PRZYKŁADZIE PRACOWNIKÓW STRAŻY GRANICZNEJ
KLIMAT BEZPIECZEŃSTWA A WYPADKOWOŚĆ NA PRZYKŁADZIE PRACOWNIKÓW STRAŻY GRANICZNEJ Izabela GABRYELEWICZ, Patryk KRUPA, Edward KOWAL Streszczenie: W artykule omówiono wpływ klimatu bezpieczeństwa pracy na
TECHNOLOGIE OCHRONY ŚRODOWISKA (studia I stopnia) Mogilniki oraz problemy związane z ich likwidacją prof. dr hab. inż.
Pestycydy i problemy związane z ich produkcja i stosowaniem - problemy i zagrożenia związane z występowaniem pozostałości pestycydów w środowisku; Mogilniki oraz problemy związane z ich likwidacją - problem
Sterowanie jakością badań i analiza statystyczna w laboratorium
Sterowanie jakością badań i analiza statystyczna w laboratorium CS-17 SJ CS-17 SJ to program wspomagający sterowanie jakością badań i walidację metod badawczych. Może działać niezależnie od innych składników
Zadania ze statystyki, cz.7 - hipotezy statystyczne, błąd standardowy, testowanie hipotez statystycznych
Zadania ze statystyki, cz.7 - hipotezy statystyczne, błąd standardowy, testowanie hipotez statystycznych Zad. 1 Średnia ocen z semestru letniego w populacji studentów socjologii w roku akademickim 2011/2012
Pomiary urodzeń według płci noworodka i województwa.podział na miasto i wieś.
Pomiary urodzeń według płci noworodka i województwa.podział na miasto i wieś. Województwo Urodzenia według płci noworodka i województwa. ; Rok 2008; POLSKA Ogółem Miasta Wieś Pozamałżeńskie- Miasta Pozamałżeńskie-
Strategie radzenia sobie ze stresem u osób z głuchotą prelingwalną, korzystających z implantu ślimakowego od okresu dorosłości
Strategie radzenia sobie ze stresem u osób z głuchotą prelingwalną, korzystających z implantu ślimakowego od okresu dorosłości Joanna Kobosko, Edyta Piłka, Agnieszka Pankowska, Henryk Skarżyński STRESZCZENIE
1. Jednoczynnikowa analiza wariancji 2. Porównania szczegółowe
Zjazd 7. SGGW, dn. 28.11.10 r. Matematyka i statystyka matematyczna Tematy 1. Jednoczynnikowa analiza wariancji 2. Porównania szczegółowe nna Rajfura 1 Zagadnienia Przykład porównania wielu obiektów w
WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE
STATYSTYKA WNIOSKOWANIE STATYSTYCZNE ESTYMACJA oszacowanie z pewną dokładnością wartości opisującej rozkład badanej cechy statystycznej. WERYFIKACJA HIPOTEZ sprawdzanie słuszności przypuszczeń dotyczących
Statystyczna analiza danych w programie STATISTICA 7.1 PL (wykład 3) Dariusz Gozdowski
Statystyczna analiza danych w programie STATISTICA 7.1 PL (wykład 3) Dariusz Gozdowski Katedra Doświadczalnictwa i Bioinformatyki Wydział Rolnictwa i Biologii SGGW Dwuczynnikowa analiza wariancji (2-way
Cystatin C as potential marker of Acute Kidney Injury in patients after Abdominal Aortic Aneurysms Surgery preliminary study
Cystatin C as potential marker of Acute Kidney Injury in patients after Abdominal Aortic Aneurysms Surgery preliminary study Anna Bekier-Żelawska 1, Michał Kokot 1, Grzegorz Biolik 2, Damian Ziaja 2, Krzysztof
ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN - POLONIA VOL.LIX, SUPPL. XIV, 96 SECTIO D 2004
ANNALES UNIVERSITATIS MARIAE CURIE-SKŁODOWSKA LUBLIN - POLONIA VOL.LIX, SUPPL. XIV, 96 SECTIO D 2004 Wydział Nauk o Żywieniu Człowieka i Konsumpcji Szkoła Główna Gospodarstwa Wiejskiego w Warszawie Faculty
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 4
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 4 Inne układy doświadczalne 1) Układ losowanych bloków Stosujemy, gdy podejrzewamy, że może występować systematyczna zmienność między powtórzeniami np. - zmienność
Autor: Dariusz Piwczyński 1 Ćwiczenie: Doświadczenia 2-grupowe w układzie niezależnym i zależnym.
Autor: Dariusz Piwczyński 1 Ćwiczenie: Doświadczenia 2-grupowe w układzie niezależnym i zależnym. Zadania: Arkusz kalkulacyjny Excel Do weryfikacji różnic między dwiema grupami obiektów w Excelu wykorzystujemy
Polskie Forum Psychologiczne, 2013, tom 18, numer 4, s. 441-456
Polskie Forum Psychologiczne, 2013, tom 18, numer 4, s. 441-456 Anna Ratajska 1 2 1 1 Instytut Psychologii, Uniwersytet Kazimierza Wielkiego Institute of Psychology, Kazimierz Wielki University in Bydgoszcz
Katedra Biotechnologii i Genetyki Zwierząt, Wydział Hodowli i Biologii Zwierząt, UTP w Bydgoszczy
Temat: Weryfikacja hipotez statystycznych dla jednej i dwóch średnich. MS EXCEL Do weryfikacji różnic między dwiema grupami jednostek doświadczalnych w MS Excelu wykorzystujemy funkcję o nazwie T.TEST.
Mgr Paweł Musiał. Promotor Prof. dr hab. n. med. Hanna Misiołek Promotor pomocniczy Dr n. med. Marek Tombarkiewicz
Mgr Paweł Musiał Porównanie funkcjonowania podstawow-ych i specjalistycznych Zespołów Ratownictwa Medycznego na przykładzie Samodzielnego Publicznego Zespołu Zakładów Opieki Zdrowotnej w Staszowie Rozprawa
Ingrid Wenzel. Rozprawa doktorska. Promotor: dr hab. med. Dorota Dworakowska
Ingrid Wenzel KLINICZNE ZNACZENIE EKSPRESJI RECEPTORA ESTROGENOWEGO, PROGESTERONOWEGO I ANDROGENOWEGO U CHORYCH PODDANYCH LECZNICZEMU ZABIEGOWI OPERACYJNEMU Z POWODU NIEDROBNOKOMÓRKOWEGO RAKA PŁUC (NDKRP)
LABORATORIUM 8 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI
LABORATORIUM 8 WERYFIKACJA HIPOTEZ STATYSTYCZNYCH PARAMETRYCZNE TESTY ISTOTNOŚCI WERYFIKACJA HIPOTEZ Hipoteza statystyczna jakiekolwiek przypuszczenie dotyczące populacji generalnej- jej poszczególnych
Testowanie hipotez statystycznych.
Statystyka Wykład 10 Wrocław, 22 grudnia 2011 Testowanie hipotez statystycznych Definicja. Hipotezą statystyczną nazywamy stwierdzenie dotyczące parametrów populacji. Definicja. Dwie komplementarne w problemie
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 6
STATYSTYKA I DOŚWIADCZALNICTWO Wykład 6 Metody sprawdzania założeń w analizie wariancji: -Sprawdzanie równości (jednorodności) wariancji testy: - Cochrana - Hartleya - Bartletta -Sprawdzanie zgodności
Satysfakcja z życia rodziców dzieci niepełnosprawnych intelektualnie
Satysfakcja z życia rodziców dzieci niepełnosprawnych intelektualnie Zadanie Zbadano satysfakcję z życia w skali 1 do 10 w dwóch grupach rodziców: a) Rodzice dzieci zdrowych oraz b) Rodzice dzieci z niepełnosprawnością
Założenia i cele: Postanowiłam zbadać i przeanalizować:
Streszczenie. Wstęp: Starzejące się społeczeństwa całej Europy, skutki wysoko rozwiniętej cywilizacji urbanistyczno-technicznej, oddalenie człowieka od natury, ogromny postęp nauki i techniki, powodują
Idea. θ = θ 0, Hipoteza statystyczna Obszary krytyczne Błąd pierwszego i drugiego rodzaju p-wartość
Idea Niech θ oznacza parametr modelu statystycznego. Dotychczasowe rozważania dotyczyły metod estymacji tego parametru. Teraz zamiast szacować nieznaną wartość parametru będziemy weryfikowali hipotezę
SWPS Uniwersytet Humanistycznospołeczny. Wydział Zamiejscowy we Wrocławiu. Karolina Horodyska
SWPS Uniwersytet Humanistycznospołeczny Wydział Zamiejscowy we Wrocławiu Karolina Horodyska Warunki skutecznego promowania zdrowej diety i aktywności fizycznej: dobre praktyki w interwencjach psychospołecznych
Diagnostyka i leczenie nowotworów nerki, pęcherza moczowego i gruczołu krokowego. Zarys Projektu
Diagnostyka i leczenie nowotworów nerki, pęcherza moczowego i gruczołu krokowego Zarys Projektu Dr n. med. Roman Sosnowski Klinika Nowotworów Układu Moczowego, Centrum Onkologii Projekt współfinansowany
Radiologiczna ocena progresji zmian próchnicowych po zastosowaniu infiltracji. żywicą o niskiej lepkości (Icon). Badania in vivo.
Renata Zielińska Radiologiczna ocena progresji zmian próchnicowych po zastosowaniu infiltracji żywicą o niskiej lepkości (Icon). Badania in vivo. Rozprawa na stopień doktora nauk medycznych Zakład Stomatologii
INSTYTUT MEDYCYNY PRACY IM. PROF. J. NOFERA
INSTYTUT MEDYCYNY PRACY IM. PROF. J. NOFERA 91-348 Łódź, ul. Św. Teresy 8 http://www.imp.lodz.pl tel.+ 48 42 631 4769 fax.+ 48 42 631 4764 mail: martaz@imp.lodz.pl Łódź, 02 listopada 2016 Dr hab. n. med.
Materiał i metody. Wyniki
Abstract in Polish Wprowadzenie Selen jest pierwiastkiem śladowym niezbędnym do prawidłowego funkcjonowania organizmu. Selen jest wbudowywany do białek w postaci selenocysteiny tworząc selenobiałka (selenoproteiny).
Instrukcja do ćwiczeń laboratoryjnych
UNIWERSYTET GDAŃSKI WYDZIAŁ CHEMII Pracownia studencka Katedra Analizy Środowiska Instrukcja do ćwiczeń laboratoryjnych Ćwiczenie nr 4 i 5 OCENA EKOTOKSYCZNOŚCI TEORIA Chemia zanieczyszczeń środowiska
Pozyskiwanie wiedzy z danych
Pozyskiwanie wiedzy z danych dr Agnieszka Goroncy Wydział Matematyki i Informatyki UMK PROJEKT WSPÓŁFINANSOWANY ZE ŚRODKÓW UNII EUROPEJSKIEJ W RAMACH EUROPEJSKIEGO FUNDUSZU SPOŁECZNEGO Pozyskiwanie wiedzy
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4. Testowanie hipotez Estymacja parametrów
STATYSTYKA MATEMATYCZNA WYKŁAD 4 Testowanie hipotez Estymacja parametrów WSTĘP 1. Testowanie hipotez Błędy związane z testowaniem hipotez Etapy testowana hipotez Testowanie wielokrotne 2. Estymacja parametrów
Załącznik nr 1 do zarządzenia Nr 53/2006 Prezesa Narodowego Funduszu Zdrowia. Program profilaktyki chorób układu krążenia
Program profilaktyki chorób układu krążenia 1 I. UZASADNIENIE CELOWOŚCI WDROŻENIA PROGRAMU PROFILAKTYKI CHORÓB UKŁADU KRĄŻENIA, zwanego dalej Programem. 1. Opis problemu zdrowotnego. Choroby układu krążenia
I.1.1. Technik analityk 311[02]
I.1.1. Technik analityk 311[02] Do egzaminu zostało zgłoszonych:378 Przystąpiło łącznie: 363 przystąpiło: 360 ETAP PISEMNY zdało: 315 (87,5%) DYPLOM POTWIERDZAJĄCY KWALIFIKACJE ZAWODOWE ETAP PRAKTYCZNY
Inżynieria Rolnicza 3(121)/2010
Inżynieria Rolnicza 3(121)/2010 METODA OCENY NOWOCZESNOŚCI TECHNICZNO- -KONSTRUKCYJNEJ CIĄGNIKÓW ROLNICZYCH WYKORZYSTUJĄCA SZTUCZNE SIECI NEURONOWE. CZ. III: PRZYKŁADY ZASTOSOWANIA METODY Sławomir Francik
Jak sprawdzić normalność rozkładu w teście dla prób zależnych?
Jak sprawdzić normalność rozkładu w teście dla prób zależnych? W pliku zalezne_10.sta znajdują się dwie zmienne: czasu biegu przed rozpoczęciem cyklu treningowego (zmienna 1) oraz czasu biegu po zakończeniu
Spis treści. Laboratorium III: Testy statystyczne. Inżynieria biomedyczna, I rok, semestr letni 2013/2014 Analiza danych pomiarowych
1 Laboratorium III: Testy statystyczne Spis treści Laboratorium III: Testy statystyczne... 1 Wiadomości ogólne... 2 1. Krótkie przypomnienie wiadomości na temat testów statystycznych... 2 1.1. Weryfikacja
OCENA WYBRANYCH CECH JAKOŚCI MROŻONEK ZA POMOCĄ AKWIZYCJI OBRAZU
Inżynieria Rolnicza 4(129)/2011 OCENA WYBRANYCH CECH JAKOŚCI MROŻONEK ZA POMOCĄ AKWIZYCJI OBRAZU Katarzyna Szwedziak, Dominika Matuszek Katedra Techniki Rolniczej i Leśnej, Politechnika Opolska Streszczenie:
Metale ciężkie w glebach uprawnych jako możliwy czynnik zagrożenia zdrowia mieszkańców województwa śląskiego
Mgr inż. Renata Baranowska Metale ciężkie w glebach uprawnych jako możliwy czynnik zagrożenia zdrowia mieszkańców województwa śląskiego Rozprawa doktorska na stopień doktora nauk o zdrowiu Promotor pracy:
STATYSTYKA POWTORZENIE. Dr Wioleta Drobik-Czwarno
STATYSTYKA POWTORZENIE Dr Wioleta Drobik-Czwarno Populacja Próba Parametry EX, µ Statystyki średnia D 2 X, δ 2 S 2 wnioskowanie DX, δ p ρ S w r...... JAK POWSTAJE MODEL MATEMATYCZNY Dane eksperymentalne
Elementarne metody statystyczne 9
Elementarne metody statystyczne 9 Wybrane testy nieparametryczne - ciąg dalszy Test McNemary W teście takim dysponujemy próbami losowymi z dwóch populacji zależnych pewnej cechy X. Wyniki poszczególnych
Weryfikacja hipotez statystycznych. KG (CC) Statystyka 26 V / 1
Weryfikacja hipotez statystycznych KG (CC) Statystyka 26 V 2009 1 / 1 Sformułowanie problemu Weryfikacja hipotez statystycznych jest drugą (po estymacji) metodą uogólniania wyników uzyskanych w próbie
Problem dwóch prób: porównywanie średnich i wariancji z populacji o rozkładach normalnych. Wrocław, 23 marca 2015
Problem dwóch prób: porównywanie średnich i wariancji z populacji o rozkładach normalnych. Wrocław, 23 marca 2015 Problem dwóch prób X = (X 1, X 2,..., X n ) - próba z rozkładu normalnego N (µ, σ 2 X ),
Statystyki: miary opisujące rozkład! np. : średnia, frakcja (procent), odchylenie standardowe, wariancja, mediana itd.
Wnioskowanie statystyczne obejmujące metody pozwalające na uogólnianie wyników z próby na nieznane wartości parametrów oraz szacowanie błędów tego uogólnienia. Przewidujemy nieznaną wartości parametru
Projekt zaliczeniowy z przedmiotu Statystyka i eksploracja danych (nr 3) Kamil Krzysztof Derkowski
Projekt zaliczeniowy z przedmiotu Statystyka i eksploracja danych (nr 3) Kamil Krzysztof Derkowski Zadanie 1 Eksploracja (EXAMINE) Informacja o analizowanych danych Obserwacje Uwzględnione Wykluczone Ogółem
EDYTA KATARZYNA GŁAŻEWSKA METALOPROTEINAZY ORAZ ICH TKANKOWE INHIBITORY W OSOCZU OSÓB CHORYCH NA ŁUSZCZYCĘ LECZONYCH METODĄ FOTOTERAPII UVB.
Wydział Farmaceutyczny z Oddziałem Medycyny Laboratoryjnej Uniwersytet Medyczny w Białymstoku EDYTA KATARZYNA GŁAŻEWSKA METALOPROTEINAZY ORAZ ICH TKANKOWE INHIBITORY W OSOCZU OSÓB CHORYCH NA ŁUSZCZYCĘ
OCENA WRAŻLIWOŚCI NA OLŚNIENIE PO LECZENIU ODWARSTWIENIA SIATKÓWKI*
Medycyna Pracy 2003; 54 (4): 341 345 341 Małgorzata Maksymowicz 1 Krystyna Raczyńska 2 Jarosław Maksymowicz 3 OCENA WRAŻLIWOŚCI NA OLŚNIENIE PO LECZENIU ODWARSTWIENIA SIATKÓWKI* REACTION TO DAZZLEMENT
Barbara Polaczek-Krupa. Zastosowanie analizy grubości siatkówki w okolicy plamki jako nowej metody w diagnostyce jaskry pierwotnej otwartego kąta
Barbara Polaczek-Krupa Zastosowanie analizy grubości siatkówki w okolicy plamki jako nowej metody w diagnostyce jaskry pierwotnej otwartego kąta Praca doktorska Praca finansowana w ramach projektu CMKP
STRESZCZENIE Słowa kluczowe: Wstęp Cel pracy
STRESZCZENIE Słowa kluczowe: Noworodek urodzony przedwcześnie, granulocyt obojętnochłonny, molekuły adhezji komórkowej CD11a, CD11b, CD11c, CD18, CD54, CD62L, wczesne zakażenie, posocznica. Wstęp W ostatnich
mgr Dorota Lasota Wpływ alkoholu etylowego na ciężkość obrażeń ofiar wypadków komunikacyjnych Streszczenie Wstęp
mgr Dorota Lasota Wpływ alkoholu etylowego na ciężkość obrażeń ofiar wypadków komunikacyjnych Streszczenie Wstęp Wypadki komunikacyjne są istotnym problemem cywilizacyjnym, społecznym i medycznym. Są jedną
Ocena zależności stężeń interleukin 17, 22 i 23 a wybranymi parametrami klinicznymi i immunologicznymi w surowicy chorych na łuszczycę plackowatą
Agnieszka Nawrocka Ocena zależności stężeń interleukin 17, 22 i 23 a wybranymi parametrami klinicznymi i immunologicznymi w surowicy chorych na łuszczycę plackowatą Łuszczyca jest przewlekłą, zapalną chorobą
Zadania ze statystyki cz. 8 I rok socjologii. Zadanie 1.
Zadania ze statystyki cz. 8 I rok socjologii Zadanie 1. W potocznej opinii pokutuje przekonanie, że lepsi z matematyki są chłopcy niż dziewczęta. Chcąc zweryfikować tę opinię, przeprowadzono badanie w
Wykład 5: Statystyki opisowe (część 2)
Wykład 5: Statystyki opisowe (część 2) Wprowadzenie Na poprzednim wykładzie wprowadzone zostały statystyki opisowe nazywane miarami położenia (średnia, mediana, kwartyle, minimum i maksimum, modalna oraz
Cechy X, Y są dowolnego typu: Test Chi Kwadrat niezależności. Łączny rozkład cech X, Y jest normalny: Test współczynnika korelacji Pearsona
Badanie zależności między cechami Obserwujemy dwie cechy: X oraz Y Obiekt (X, Y ) H 0 : Cechy X oraz Y są niezależne Próba: (X 1, Y 1 ),..., (X n, Y n ) Cechy X, Y są dowolnego typu: Test Chi Kwadrat niezależności
STOŚCI ZABURZEŃ FUNKCJI SEKSUALNYCH U MĘŻCZYZN Z ŁAGODNYM ROZROSTEM STERCZA (BPH)
OCENA CZĘSTO STOŚCI ZABURZEŃ FUNKCJI SEKSUALNYCH U MĘŻCZYZN Z ŁAGODNYM ROZROSTEM STERCZA (BPH) / PM_L_0203 - SeFAl / Ocena wyników w programu epidemiologicznego chorych poddawanych leczeniu farmakologicznemu
Statystyka matematyczna Testowanie hipotez i estymacja parametrów. Wrocław, r
Statystyka matematyczna Testowanie hipotez i estymacja parametrów Wrocław, 18.03.2016r Plan wykładu: 1. Testowanie hipotez 2. Etapy testowania hipotez 3. Błędy 4. Testowanie wielokrotne 5. Estymacja parametrów