Versión de HTML Básico
Las dosis se representan en el eje de abscisas y las respuestas se representan en el eje de ordenadas. Las res-
puestas individuales a cada tratamiento se señalan con puntos negros. Las dos líneas son las relaciones dosis-
respuesta calculadas para la preparación estándar y para la desconocida bajo el supuesto de que ambas se cortan
en el cero de dosis. A diferencia del modelo de líneas paralelas, las dosis no se transforman a logaritmos.
Al igual que en el caso de un ensayo basado en el modelo de líneas paralelas, es importante que la potencia
asumida esté cerca de la verdadera potencia y preparar diluciones equipotentes de las preparaciones desconocida
y del estándar (si es posible). Cuanto más próxima esté la potencia asumida del desconocido a la verdadera po-
tencia, más cerca estarán las dos líneas. La relación de las pendientes representa la “verdadera” potencia del
desconocido, relativa a su potencia asumida. Si la pendiente de la preparación desconocida es mayor que la del
estándar, la potencia ha sido subestimada y los cálculos indicarán una potencia estimada superior a la potencia
asumida. De la misma manera, si la pendiente del desconocido es menor que la del estándar, la potencia ha sido
sobrestimada y los cálculos indicarán una potencia estimada inferior a la potencia asumida.
En un ensayo todas las respuestas deben ser examinadas para que satisfagan las condiciones 1, 2 y 3 de la
Sección 3.1
. El análisis de varianza que ha de desarrollarse rutinariamente se describe en la
Sección 3.3.3
, por lo
que el cumplimiento de las condiciones 4B y 5B de la
Sección 3.1
puede ser examinado.
3.3.2
Diseño del ensayo
El empleo del análisis estadístico presentado más adelante, impone las siguientes restricciones al ensayo:
a) El estándar y las preparaciones a ensayar tiene que ser analizadas en el mismo número de diluciones
igualmente espaciadas;
b) Un grupo extra de unidades experimentales que no reciben tratamiento pueden ser examinadas (los blan-
cos);
c) Tiene que haber un número igual de unidades experimentales para cada tratamiento.
Como ya se señalo en la
Sección 3.1.3
los diseños de ensayo que no cumplen estas restricciones pueden ser
posibles y correctos, pero los análisis estadísticos sencillos presentados aquí no son aplicables y ha de solicitarse
el consejo de un experto o emplearse un programa apropiado.
Un diseño con dos dosis por preparación y un blanco, “diseño cero común (
h2 + 1
)”es normalmente preferi-
do, ya que permite una mayor precisión juntamente con la posibilidad de revisar la validez dentro de las restric-
ciones mencionadas arriba. Sin embargo, una relación lineal no puede ser siempre asumida como válida por
debajo de dosis cero. Se puede adoptar, con una pequeña pérdida de precisión, un diseño sin blancos. En este
caso se prefiere tres dosis por preparación, “diseño cero común (
h3
)”, al de dos dosis por preparación. Estas
dosis son, así, dadas como sigue:
1) El estándar se da en una dosis alta, próxima, pero sin exceder la dosis máxima que da una respuesta media
sobre el tramo recto de la línea dosis-respuesta.
2) Las otras dosis están uniformemente espaciadas entre la dosis más alta y la dosis cero.
3) Las preparaciones desconocidas se dan en las dosis correspondientes, basándose en la potencia asumida del
material.
Puede emplearse un diseño completamente aleatorizado, un diseño en bloques aleatorizados o un diseño en
cuadrado latino tal como se describe en la
Sección 3.2.2
. El empleo de cualquiera de estos diseños necesita un
ajuste de la suma de cuadrados del error como se describe para el análisis basado en el modelo de rectas parale-
las. Se describe más adelante el análisis de un ensayo de una o más preparaciones desconocidas frente a un
estándar.
3.3.3 Análisis de varianza
3.3.3.1 Diseño (hd + 1)
Las respuestas se analizan como se describe en la
Sección 3.1
y si es necesario se transforman. Las respues-
tas son entonces promediadas sobre cada tratamiento y cada preparación como se indica en la
Tabla 3.3.3.1-I.
Adicionalmente se calcula la respuesta media de los blancos (
B
).
La suma de cuadrados en el análisis de varianza se calcula como se indica en las
Tablas 3.3.3.1-I
a
3.3.3.1-III
.
La suma de cuadrados debida a no linealidad puede ser calculada sólo si han sido incluidas al menos tres dosis de
cada preparación en el ensayo. El error residual se obtiene restando las variaciones de las fuentes de variación
contempladas en el diseño de la variación total de la respuesta (
Tabla 3.3.3.1-IV
).