Бцж м реакция: Вакцина туберкулезная для щадящей первичной иммунизации БЦЖ-М — Вакцинация

Сравнение абсолютных пороговых значений, полученных с помощью процедуры адаптивного принудительного выбора и вероятностей реакции и времени реакции в парадигме простого времени реакции

Для каждого слушателя мы получили пороговые уровни обнаружения до 13 различных стимулов, а также вероятности реакции и время реакции на 60 предъявлений каждого из 16 различных стимулов в данном сеансе (таблица 1) на в данный день, и слушатели завершили до 13 сеансов, в течение нескольких месяцев или более года в некоторых случаях.Далее мы сначала анализируем межсессионную вариацию порогов обнаружения, вероятностей реакции и времени реакции, а также исследуем их взаимосвязь. Затем мы извлекаем пороги реакции из вероятностей реакции и из времени реакции на тоны разного уровня и продолжительности, сравниваем эти пороги и, наконец, непосредственно исследуем взаимосвязь между порогами реакции и обнаружения.

Межсессионные различия в порогах обнаружения, вероятностях реакции и времени реакции

Пороги обнаружения

В этом разделе мы показываем, что существуют существенные межсессионные различия в уровнях порогов обнаружения, превышающие внутрисессионные вариации.Мы можем это сделать, потому что мы измерили для всех слушателей и в сочетании с экспериментом А в режиме реального времени пороговые уровни обнаружения для одних и тех же 12 стимулов в каждом сеансе. На рисунке 1 для двух информативных слушателей (L11 и L5) показана разница между пороговым уровнем обнаружения, измеренным в данном сеансе, и средним пороговым уровнем обнаружения для всех сеансов, Δ L _{T (D)} , против номера сеанса. Показанные различия являются средними по двум независимым группам стимулов, а именно.группа, образующая серию длительностей с множественными пакетами (MB) ( n = 6), и группа, образующая серию длительностей начала – смещения (OO) ( n = 6). Очевидно, что значения Δ L _{T (D)} для двух групп стимулов колеблется от сеанса к сеансу очень похожим образом. У обоих слушателей Δ L _{Значения T (D)} варьируются от примерно -3 до + 5 дБ, отражая пороги ниже и выше среднего, соответственно.Эти данные убедительно указывают на существование значительных межсессионных различий в порогах обнаружения.

Пороги обнаружения могут изменяться между сессиями. Панели отображают для двух слушателей (a, L11; b, L5) разницу между пороговым уровнем обнаружения, измеренным в данном сеансе, и средними пороговыми уровнями обнаружения для всех сеансов (пунктирные горизонтальные линии), Δ L _{Т (Д)} . Показанные различия представляют собой средние значения для двух независимых групп стимулов, а именно.стимулы, образующие серию длительностей множественных всплесков (MB) ( n = 6), и стимулы, образующие серию длительностей начало-сдвиг (OO) ( n = 6).

Рисунок 2 показывает, что это действительно имело место почти для каждого слушателя. Рисунок 2a показывает, что для 20 из 22 слушателей, включенных в этот анализ, наблюдаемая межсессионная дисперсия среднего пороговых значений обнаружения для всех 12 стимулов, V _{означает} , больше, и во многих случаях значительно больше, чем ожидалось при отсутствии систематических межсессионных вариаций, т.е.е., для В _inter = 0 (обозначено пунктирной линией). Это показывает, что V _inter > 0 и предлагает V _{означает, что} попадает в уравнение. (3), а не уравнение. (2). На рисунке 2b представлена ​​диаграмма рассеяния В _между по сравнению с В _внутри , рассчитанный по формулам.(4) и (5) соответственно. Сумма дает V _всего [Ур. (1)]. Очевидно, что В _inter может достигать или даже превышать В _внутри . Мы не обнаружили тенденции для двух дисперсий к коварии ( r ² = 0,013; n = 22).

Пороги обнаружения могут изменяться между сессиями.(a) Наблюдаемая межсессионная дисперсия средних пороговых значений, V _{означает} [Ур. (3)], построенный против ожидаемого, если бы не было межсессионного отклонения, а было бы только внутрисессионное отклонение [Ур. (2)]. Обратите внимание, что наблюдаемая дисперсия значительно превышает прогнозируемую с этим предположением. (б) Диаграмма разброса внутри- и межсессионной дисперсии порогов обнаружения [Ур. (4) и (5)]. Обратите внимание, что межсессионная дисперсия может быть такой же или даже больше, чем внутрисессионная дисперсия.Цифра включает данные от 11 дополнительных слушателей, которые участвовали в измерениях порогов обнаружения, но не в экспериментах RT, всего 22 слушателя.

Мы действительно наблюдали слабую тенденцию повышения порогов обнаружения с увеличением количества сеансов, что согласуется с выводами других исследователей (например, Zwislocki et al. 1958; Henry et al. 2001 и ссылки в них). Поскольку слушатели различались по своим абсолютным порогам, мы сначала рассчитали для каждого слушателя и сеанса порог обнаружения (в дБ SPL), L _{T (D)} , для эталонного стимула (Методы), а затем разница между L _{T (D)} каждого отдельного сеанса и среднее значение L _{T (D)} по всем сеансам, Δ L _{Т (Д)} .У 11 слушателей, проводивших RT-эксперименты, Δ L _{T (D)} снизился примерно на 0,08 дБ за сеанс ( r ² = 0,05, n = 169; p <0,01). Это улучшение может быть связано с перцептивным обучением у некоторых слушателей, но очевидно, что здесь присутствуют и другие факторы. Слушательница L9 бросила курить в середине эксперимента А, после чего ее чувствительность быстро улучшилась примерно на 4 дБ.

В любом случае, эти анализы ясно показывают, что существуют значительные межсессионные различия в чувствительности слушателя. Такое изменение неизбежно расширит психометрические функции при вычислении на основе ответов обнаружения, собранных в разные дни, по сравнению с функциями, полученными на основе ответов в данный день.

Вероятность реакции и время реакции

Вероятности реакции и время реакции также существенно различаются между сессиями. Чтобы продемонстрировать эту межсессионную вариацию и проанализировать ее количественно, мы используем тот факт, что ссылается на стимул (536.64 мс) был представлен при 11 и 6 различных уровнях звукового давления в экспериментах А и В RT, соответственно. На рисунке 3a для слушателя L11 и эксперимента A показано RP, а на рисунке 3b — соответствующий квантиль 0,561 эмпирического распределения RT (RQ) в зависимости от уровня ( L , в дБ SPL) этого стимула. Соответствующие данные для слушателя L5 показаны на рисунке 4. Данные, полученные в данном сеансе, представлены одним и тем же символом и соединены линиями, и далее обозначаются как RP ( L ) и RQ ( L ). функции.Панели показывают, что каждый день RP увеличивается, а RQ монотонно уменьшается по мере увеличения SPL, но что RP и RQ могут значительно варьироваться от сеанса к сеансу при заданном SPL. Например, для L11 и 2 дБ SPL, RP было близко к 0 в день 8 и близко к 1 в день 13. Панели также позволяют оценить, что формирует функций RP ( L ) и Функции RQ ( L ), полученные от данного слушателя в разные дни, довольно похожи. Таким образом, большая часть изменений, по-видимому, объясняется простым смещением отдельных функций относительно друг друга вдоль оси уровня, а в случае RQ также и вдоль оси RQ.Следовательно, должна быть возможность привести эти функции в соответствие с соответствующими поправками на такие смещения. Действительно, как показано ниже, это действительно так.

Вероятность реакции (RP) (a – c) и 0,561 квантиль эмпирического распределения времени реакции (RQ) (b – d) слушателя L11 в зависимости от уровня стимула эталонного ( Длительность 536,64 мс). Каждая функция была получена из одного сеанса. В верхнем ряду (a, b) L — это SPL, соответствующий максимальной амплитуде (плато) стимула.Это необработанные данные без каких-либо поправок (CP0). В нижнем ряду те же данные показаны после применения процедуры коррекции 2 (CP2) для RP (c) и 3 (CP3) для RQ (d), как описано в тексте. Обратите внимание на близкое соответствие функций разных дней.

Данные как на рисунке 3, но для слушателя L5. Тот же формат, что и на рисунке 3.

Мы исследовали три процедуры коррекции (обозначенные как CP1, CP2 и CP3) и количественно оценили их влияние на показатель расстояния между функциями в разные дни.Этот показатель был получен путем получения сначала различий между всеми возможными парами функций в 100 опорных точках для каждой пары. Эти точки были равномерно распределены по оси уровней в диапазоне от самого низкого до самого высокого уровней стимула, разделяемых обеими функциями пары. Затем мы усреднили квадраты разностей для каждой пары функций и разделили сумму этих средних значений на количество пар функций.

Первая процедура (CP1) сдвинула каждую функцию RP ( L ) и функцию RQ ( L ) вдоль оси SPL на величину, необходимую для компенсации межсессионных различий в чувствительности слушателя.РП ( л — Δ л _{T (D)} ) и RQ ( L — Δ L _{T (D)} ) функции разных дней, полученные в результате этой процедуры коррекции (не показана), действительно были в более близком регистре, чем соответствующие функции RP ( L ) и RQ ( L ) (рис. 5).

Медианы (символы) и межквартильные диапазоны (планки ошибок) для всех слушателей и экспериментов мер расстояния , полученных в результате различных процедур коррекции и нормализованных по отношению к исходным RP ( L ) и RQ ( L ) функции (т.е.д., относительно CP0).

Вторая процедура коррекции (CP2) сместила каждую функцию RP ( L ) и RQ ( L ), полученную в данный день вдоль оси уровня, на величину, необходимую для минимизации меры расстояния без изменения среднего SPL. через все дни. Для RP поправка, произведенная этой процедурой, была по существу оптимальной. Как показано на рисунках 3c и 4c, RP ( L — Δ L _(RP) ) функции разных дней находятся в очень тесном регистре.Как и ожидалось, мер расстояния между функциями, полученными из CP2, были значительно меньше, чем между соответствующими RP ( L — Δ L _{T (D)} ) и RQ ( L — Δ L _{T (D)} ) функций (рис.5).

Для RQ коррекция, произведенная CP2, еще не была оптимальной. Поэтому мы применили третью процедуру коррекции (CP3), которая минимизировала меру для расстояния , не только позволяя смещать каждую функцию RQ ( L ) вдоль оси уровня на Δ L . _(RQ) , но также по оси RQ на ΔRQ, снова сохраняя среднее SPL и среднее RQ за все дни.Рисунки 3d и 4d показывают, что теперь (RQ — ΔRQ) по сравнению с ( L — Δ L _(RQ) ) функции разных дней, полученные в результате этой коррекции, также находятся в очень близком регистре. Как и ожидалось, мер расстояния между этими функциями меньше, чем с CP2 (рис. 5). Примечательно, что для всех испытуемых сокращение показателя расстояния , достигнутое для RQ с CP3, примерно аналогично тому, которое было достигнуто для RP с CP2 (межквартильные диапазоны: 8-20-кратное для RP; 11-23-кратное для RQ) (рис.5).

Из соображений экономии места мы ограничиваем все последующие анализы оценками смещения, полученными из тех процедур коррекции, которые дали оптимальное выравнивание функций RP ( L ) и RQ ( L ) в разные дни, а именно. CP2 для RP и CP3 для RQ.

Взаимосвязь между оценками смещения функций RP (

Относительные смещения функций RP ( L ) и RQ ( L ) вдоль оси уровня, оцененные с помощью этих процедуры, а именно., Δ L _(RP) и Δ L _(RQ) , были тесно коррелированы и практически идентичны (рис. 6а). Мы выполнили следующие анализы, чтобы проверить, есть ли различия между Δ L _(RP) и Δ L _(RQ) может быть систематическим. Во-первых, по данным была проведена прямая линия. Для этой цели мы использовали перпендикулярную регрессию, потому что оба параметра подвержены ошибкам, а линейная регрессия, которая минимизирует только вертикальное расстояние точек данных от линии регрессии, не может использоваться.Перпендикулярная регрессия, которая минимизирует сумму квадратов перпендикулярного расстояния каждой точки данных от линии регрессии, идеально подходит здесь, поскольку обе оси имеют одинаковые единицы. Он дал линию регрессии с точкой пересечения 0 и наклоном 1,05 ( r ² = 0,818). Во-вторых, мы исследовали распределение различий между Δ L _(RP) и Δ L _(RQ) .Их среднее значение было 0 дБ, а стандартное отклонение — 0,60 дБ. Тест Колмогорова – Смирнова показал, что нулевая гипотеза о нормальном распределении разностей около нуля не может быть отвергнута. Этот тест дал значение D = 0,0339, даже ниже критического значения D . _крит = 0,0567 для либерального критерия α = 0,2 и с модификацией этого теста Лиллиэфорса (Sachs 1997, p. 428). Эти анализы подтверждают мнение об отсутствии систематических различий между Δ L _(RP) и Δ L _(RQ) .

(a) Диаграмма рассеяния относительных смещений функций RP ( L ) вдоль оси уровня, оцененных с помощью CP2, Δ L _(RP) , относительно относительных смещений функций RQ ( L ) вдоль оси уровня, оцененных с помощью CP3, Δ L _(RQ) . Обратите внимание на их тесную корреляцию и отсутствие систематических различий. (б) Диаграмма рассеяния ΔRQ и Δ L _(RQ) .Обратите внимание на их независимость.

Корреляции между Δ L не обнаружено. _(RQ), и ΔRQ (рис. 6б). Это поддерживает точку зрения, что функции RQ ( L ), полученные от данного слушателя в разные дни, могут быть смещены относительно друг друга вдоль уровня и вдоль оси RQ, и что Δ L _(RQ) и ΔRQ вызваны независимыми факторами.Тем не менее, у 3 из 11 слушателей в эксперименте А наблюдалась некоторая тенденция для Δ L _(RQ) и ΔRQ к коварии (L31: r ² = 0,806, n = 6; L14: r ² = 0,447, n = 13; L5: r ² = 0,267, n = 13). В L31 показатели также систематически менялись вместе с номером сеанса, предполагая, что процедурное и / или перцептивное обучение может лежать в основе ковариации.У двух других слушателей ковариация Δ L _(RQ) и ΔRQ могут быть отнесены на счет других факторов, таких как межсессионные различия в общей пригодности.

Взаимосвязь между смещениями функций RP (

Относительные смещения функций RP ( L ) и функций RQ ( L ) по оси уровня, т.е.е., Δ L _(RP) и Δ L _(RQ) , были тесно коррелированы и практически идентичны межсессионным изменениям порогов обнаружения, Δ L _{Т (Д)} , слушателей. На рисунке 7а представлена ​​диаграмма рассеяния Δ L . _(RP) против Δ L _{Т (Д)} .Здесь перпендикулярная регрессия дала прямую линию с точкой пересечения 0 и наклоном 1,02 ( r ² = 0,725). Средняя разница между Δ L _(RP) и Δ L _{T (D)} составлял 0 дБ, а SD составлял 0,75 дБ. Тест Колмогорова – Смирнова дал D = 0,0382, что ниже D . _крит .Когда Δ L _(RQ) , вместо Δ L _(RP) , сравнивается с Δ L _{T (D)} (рис. 7b), результаты аналогичны (точка пересечения 0 дБ, наклон 0,96; r ² = 0,692; средняя разница между Δ L _(RQ) и Δ L _{T (D)} был 0 дБ, а SD — 0.78 дБ; D = 0,0578).

Взаимосвязь между оценками смещения функций RP ( L ) и RQ ( L ) и пороговыми уровнями обнаружения. Диаграммы рассеяния (а) Δ L _(RP) и (б) Δ L _(RQ) против межсессионных различий в уровне порога обнаружения, Δ L _{T (D)} , для того же стимула.Обратите внимание на тесные и предположительно причинно-следственные связи. (c) Средние Δ L _(RP) , Δ L _(RQ) , и Δ L _{T (D)} для слушателей и экспериментов, построенных как функция номера сеанса. Обратите внимание на тесную корреляцию трех показателей. (d) График ΔRQ (маленькие крестики, пунктирные линии) и их среднее значение для слушателей и экспериментов (большие заштрихованные кружки).ΔRQ мало и бессистемно меняется от сеанса к сеансу.

Эти тесные и вероятные причинно-следственные связи между межсессионными различиями в пороговых уровнях обнаружения и в положениях функций RP ( L ) и RQ ( L ) вдоль оси уровней также отражены на рисунке 7c. На этой панели изображено Δ L _(RP) , Δ L _(RQ) , и Δ L _{T (D)} , усредненное по слушателям и двум экспериментам в зависимости от номера сеанса.Группа подчеркивает общие колебания этих показателей от сеанса к сеансу. Конечно, из-за усреднения эти колебания меньше, чем наблюдаемые у отдельных слушателей (см. Рис. 1).

Таким образом, эти анализы убедительно показывают, что истинные относительные смещения функций RP ( L ) и RQ ( L ) вдоль оси уровня идентичны, а также идентичны различиям в порогах обнаружения. Небольшие различия между оценками этих смещений и различий, а именно.Δ л _(RP) , Δ L _(RQ) , и Δ L _{T (D)} , вероятно, связаны с несистематическими ошибками.

Смещения функций RQ (

На рисунке 7d показан график ΔRQ, смещения функций RQ ( L ) вдоль оси RQ от их среднего значения в зависимости от номера сеанса. Мы интерпретируем ΔRQ, чтобы отразить различия между сессиями в скорости, с которой были выполнены ответы, т.е.е., на моторной стороне процесса реакции. У трех слушателей наибольший ΔRQ был получен для первого сеанса эксперимента A. Возможно, что у этих слушателей меньшее ΔRQ в последующих сеансах отражает улучшение скорости выполнения ответа в результате процедурного обучения (например, Bonnet 2000 ). Однако слушатель с наибольшим падением ΔRQ от сеансов 1 до 2, L3, уже прошел обширную подготовку по этой задаче (тысячи испытаний). Таким образом, более вероятно, что падение вызвано другими факторами.В целом, не было никаких указаний на то, что ΔRQ будет систематически уменьшаться с увеличением количества сеансов. Скорее, значения нерегулярно колебались около нуля. Колебания в целом были небольшими; при сравнении слушателей и экспериментов стандартное отклонение ΔRQ составило 14 мс (и, конечно, среднее значение 0). Тест Колмогорова – Смирнова показал, что нулевая гипотеза о нормальном распределении ΔRQ около нуля не может быть отклонена ( D = 0,0482, ниже D _крит = 0.0567).

Анализ возможных последствий ложных тревог

Анализы, о которых сообщалось до сих пор, основывались на RP и RQ без поправки на ложные тревоги. Вполне возможно, что межсессионные различия в ложных тревогах могли повлиять на оценку смещения. Однако это было не так. Во-первых, мы обнаружили, что для всех слушателей, кроме одного, наблюдаемое количество ложных тревог в разных сеансах эксперимента было совместимо с биномиальным распределением постоянной вероятности (использовалась биномиальная статистика, потому что количество ложных тревог в данном испытании по отлову могло быть равно 1 или 0).Единственным исключением был слушатель L1. Она завершила 12 сеансов эксперимента А и 12 сеансов Б, прежде чем завершила еще четыре сеанса эксперимента А, примерно через год после первых. В этих более поздних сеансах ее вероятность создания ложных тревог упала более чем в 10 раз по сравнению с предыдущим значением. Поэтому мы рассматривали последние четыре сеанса как отдельный (повторный) эксперимент. Во-вторых, когда мы скорректировали RP и RQ на ложные срабатывания [с уравнениями. (7) и (8)] и оценили смещения результирующих функций RP _(-FA) ( L ) и RQ _(-FA) ( L ), как описано выше, мы обнаружили, что они очень похожи на соответствующие функции RP ( L ) и RQ ( L ).Для RP средняя разница в оценках смещения по оси уровней составила 0 дБ, а стандартное отклонение — 0,24 дБ. Для RQ средняя разница составила 0 дБ, а стандартное отклонение — 0,36 дБ. Средняя разница смещений по оси RQ составила 0 мс, а стандартное отклонение — 3 мс.

Извлечение пороговых значений реакции из вероятностей реакции

В этом разделе мы используем RP для извлечения пороговых значений реакции для стимулов разной продолжительности. Сначала мы сосредоточимся на RP для эталонных стимулов (длительность 536,64 мс), которые сформировали ряд уровней в каждом эксперименте (от A-1 до A-11; от B-1 до B-6), потому что эти данные были наиболее обширными и в целом формируются полные психометрические функции (напр.г., рис. 3c и 4c). Для каждого слушателя и каждого эксперимента мы использовали все РП ( L — Δ L _(RP) ) извлекает единичный пороговый уровень реакции для эталонного стимула . Поскольку эти функции, относящиеся к разным дням, находятся в тесном регистре (см. Рис. 3c и 4c и текст выше), с этого момента они рассматриваются как одна психометрическая функция. Дополнительный пример (L4) показан на рисунке 8 (закрашенные кружки). Каждый такой набор данных был снабжен функцией нормального распределения с μ (в дБ SPL) и σ (в дБ) в качестве свободных параметров.Для простоты мы воздерживаемся от включения здесь в целом низкой вероятности ошибок (см. Treutwein and Strasburger, 1999) в качестве еще одного свободного параметра. Функция нормального распределения обеспечивает отличное соответствие (метод наименьших квадратов) данным (сплошные линии через закрашенные кружки на рис. 8). Исходя из подгонок, мы получили порог реакции, л _{T (RP)} , определяемое как значение ( L −Δ L _(RP) ) (в дБ SPL), при котором RP достигнет 0.561. Из-за недостатка места мы ограничиваем следующие анализы RP, исправленными на ложные срабатывания. Как показано для слушателя L4 на рисунке 8, вероятности исправленных ложных тревог, RP _(-FA) , немного ниже, чем у их нескорректированных аналогов; точки данных также лежат с немного разными значениями по оси абсцисс, поскольку значения Δ L _(RP) , полученный из функций RP _(−FA) ( L ), может отличаться от функций, полученных из функций RP ( L ), если F _FA > 0 (см. Выше).Психометрические функции, подогнанные к RP _(−FA) , также были несколько круче ( σ было меньше), чем те, которые были приспособлены к RP. И, наконец, уровень порога реакции, полученный из скорректированных вероятностей, L _{T (RP; −FA)} , всегда было выше, чем значение, полученное из нескорректированных вероятностей, L _{Т (РП)} (врезка на рис.8). Разница между двумя показателями увеличилась как F . _FA увеличено до максимального значения 2.2 дБ для F _FA 0,43, полученная из L5 в эксперименте B.

Психометрические функции и пороги реакции, полученные на основе вероятностей реакции. (a) RP до (RP; темные кружки) и после коррекции ложных тревог (RP _(-FA) ; белые кружки) слушателя L4 — эталонных стимулов A1 – A11, построенных как функция от ( L — Δ л _(RP) ).Вероятность реакции во время отлова, F _FA , построены при -14 дБ SPL. На вставке показано увеличенное изображение левой нижней части функций. Сплошные и пунктирные линии показывают соответствие функции нормального распределения RP и RP _(-FA) соответственно. Исходя из этих припадков, пороговые уровни реакции, л _{T (RP)} и L _{T (RP; -FA)} , соответственно, были получены (пунктирные линии на вставке).

В каждом эксперименте мы также предъявляли стимулы с длительностью, отличной от 536,64 мс, хотя, как правило, только при одном или двух SPL (см. Таблицу 1). Тем не менее, в результате коррекции межсессионных различий в чувствительности (описанной выше) мы получили значения RP _(−FA) при нескольких значениях ( L — Δ L _(RP) ). На рис. 9а показаны такие данные для слушателя L11 и для стимулов от A-12 до A-14 в дополнение к данным для стимулов от A-1 до A-11.Данные для стимулов меньшей продолжительности, конечно, были менее обширными и лишь частично охватывали психометрическую функцию. Тем не менее, вызванные RP _(-FA) обычно имели достаточный разброс, чтобы можно было приспособить к ним функцию нормального распределения. Только RP _(-FA) к стимулам с множественными импульсами (A-15 и A-16), как правило, были настолько низкими, что мы не могли их надежно подогнать. Поэтому они были исключены из дальнейшего анализа и не показаны на Рисунке 9а. Мы протестировали два варианта подгонки: один, в котором μ и σ были свободными параметрами, и другой, в котором только μ было свободным, тогда как σ было зафиксировано на значении, полученном в результате подбора обширных данных для . ссылка стимулов.Пороги реакции, полученные из двух вариантов подгонки, в большинстве случаев были практически идентичны, но в некоторых случаях у нас было мало уверенности в подгонках, когда оба параметра были свободными. Поэтому мы приводим только результаты для варианта с фиксированным σ .

Пороги реакции на раздражители разной длительности. (a) Вероятности реакции после коррекции ложных тревог (RP _(−FA) 😉 слушателя L11 на стимулы различной длительности (см. ключ), построенные как функция ( L — Δ L ). _(RP) ).(б) Пороги реакции, L _{T (RP; -FA)} (заданный как уровень звукового давления в дБ, соответствующий максимальной амплитуде стимула), построенный как функция длительности стимула для всех слушателей и всех экспериментов.

На рисунке 9b показаны пороги реакции, L _{T (RP; -FA)} , как функция длительности стимула для всех слушателей и в обоих экспериментах. В каждом случае л _{T (RP; -FA)} систематически снижается по мере увеличения продолжительности стимула.

Извлечение пороговых значений реакции из времени реакции

Здесь мы исследуем возможность того, что порог реакции также может быть получен из RT, а не только из RP. Идея проистекает из того факта (показанного выше), что (1) RT, как и RP, чрезвычайно чувствительны к изменению порога обнаружения слушателя, и (2) пороги реакции являются функцией амплитуды и продолжительности стимула. Один компонент RT, минимальное время реакции, необходимо учитывать, прежде чем мы сможем приступить к извлечению порога реакции из RT.

Минимальное время реакции

RT обычно подразумевает минимальное время, необходимое для выполнения правильного ответа после обнаружения стимула. На этот раз RT _мин. , был назван «неприводимым минимумом» (Вудворт и Шлосберг, 1954), «остаточной задержкой» (Люс и Грин, 1972) или «несенсорным фактором» (Шарф, 1978). Таким образом, чтобы получить компонент RT, зависящий от стимула, RT _мин следует вычитать из RT при каждом испытании.{{- \ alpha}} $$

(9)

Закон Пьерона — это эмпирический закон, физиологические или психологические основы которого пока неясны. Но в первом приближении он обеспечивает разумное соответствие зависимости RT от интенсивности стимула в нескольких сенсорных системах и в целом лучше, чем предложенные альтернативные функции (см. Pins and Bonnet 1996, 2000; Bonnet et al. 1999; Bonnet 2000; McKeefry et al.2003; Стаффорд и Герни 2004).

Поскольку наша мера местоположения распределения RT была RQ (методы), соответствие данных RQ с формулой. (9) вернет значения для RQ _мин , оценку минимального времени после начала стимула, при котором реакции могли возникнуть в части 0,561 всех испытаний. По аналогии с тем, как мы выводили пороги из RP, мы использовали RQ, скорректированные на ложные срабатывания и межсессионные различия, т. Е. (RQ _(−FA) — ΔRQ), в качестве меры RT, а SPL с поправкой. для межсессионных перемещений по оси уровня, т.е.е., ( л — Δ л _(RQ) ), как мера уровня. Последние значения были преобразованы в единицы давления (Паскаль) перед подгонкой уравнения. (9). Мы ограничили подборы данными из эталонных стимулов, которые сформировали ряды уровней в каждом эксперименте. Чтобы определить одно значение RQ _мин для каждого слушателя и эксперимента, мы подобрали все (RQ _(−FA) — ΔRQ) по сравнению с ( L — Δ L _(RQ) ) работают за один раз, поскольку такие функции из разных дней находятся в закрытом реестре (см. Рис.3d и 4d и текст выше).

Значения RQ _min , которые были получены из таких подгонок, варьировались от примерно 240 до 410 мс у разных слушателей. Этот диапазон был большим по сравнению с вариацией RQ _мин внутри слушателя между экспериментами (рис. 10 и 11d). Последний не превышал 15 мс и, таким образом, был аналогичен межсессионному изменению RQ, а именно. ΔRQ (см. Рис. 7г).

Сравнение пороговых значений реакции, полученных из времени реакции, с пороговыми значениями, полученными из вероятностей реакции и с порогами обнаружения.Каждая панель ( a — h ) показывает данные от разных слушателей и экспериментов (A или B). Абсциссы представляют длительность стимула или время до порога, заданное как (RQ _(-FA) — ΔRQ — RQ _мин ). Ординаты представляют уровень, соответствующий средней амплитуде стимула (называемый дБ SPL _м ), полученный либо из всей длительности стимула, либо из времени до порога. Закрашенные квадраты представляют пороги реакции, полученные из вероятностей реакции, L _{Т (РП-ФА)} ; порог обнаружения открытых квадратов, полученный из экспериментов 3I-3AFC, L _{Т (Д)} .Крестики представляют функции, связывающие SPL _m из эталонных стимулов ряда уровней (длительность 536,64 мс) к (RQ _(-FA) — ΔRQ), то есть RQ _min установлено на ноль. Все остальные символы представляют собой пороги реакции, оцененные из RQ _(-FA) , L . _{T (RQ − FA)} , на стимулы разной продолжительности после вычитания RQ _мин > 0. Значение, используемое для каждого набора данных, указывается на каждой панели и было получено путем подбора закона Пьерона к данным из ссылка стимулов (см. Текст для дальнейших пояснений).Линия на (a), отмеченная указателем «Эд Рубель», соединяет соответствующую пару крестиков и пустых кружков, чтобы визуализировать приблизительную траекторию креста, когда RQ _min увеличивается от 0 до используемого значения. Обратите внимание на близкое соответствие пороговых значений реакции, полученных из времени реакции и вероятностей реакции, и их расстояние до порогов обнаружения.

Сравнение порогов срабатывания с порогами обнаружения. (а) Графики пороговых значений реакции, полученные из вероятностей реакции, L _{T (RP − FA)} , а порогов обнаружения L _{T (D)} , как функция длительности стимула для трех слушателей.SPL означает максимальную амплитуду стимула. (б) График разницы между реакцией и порогом обнаружения, ( L _{т (RP − FA)} — л _{T (D)} ) для эталонного стимула (длительность 536,64 мс) как функция вероятности ложных тревог в простом эксперименте RT. Данные от четырех слушателей, которые предоставили более одной точки данных, показаны разными символами и соединены пунктирными линиями.Обратите внимание на компромисс между ( L _{т (RP − FA)} — л _{Т (Д)} ) и точности. (в) Участок ( L _{т (RP − FA)} — л _{T (D)} ) по сравнению с эталонным стимулом (пунктирные линии) в зависимости от продолжительности стимула. Жирная линия представляет собой скользящее среднее значение более 5 баллов.Обратите внимание на небольшое увеличение при уменьшении длительности стимула. (d) График RQ _мин , полученный из аппроксимации закона Пьерона, как функция вероятности ложных срабатываний в простом эксперименте RT. Другие условные обозначения, как в (b). Обратите внимание на компромисс между RQ _мин и точностью для слушателей, но отсутствие такого компромисса для слушателей.

Извлечение порога из времени реакции и меры порогового уровня

Левая часть уравнения.(9), в нашем случае (RQ _(−FA) — ΔRQ — RQ _мин ), можно рассматривать как продолжительность начальной части стимула с заданной амплитудой и огибающей, которой было бы достаточно для вызывают реакцию во фракции 0,561 всех испытаний. Таким образом, эту начальную часть стимула можно рассматривать как пороговую величину. Время нарастания стимула может охватывать значительную часть или даже всю эту начальную часть, когда с увеличением уровня стимула (RQ _(-FA) — ΔRQ — RQ _мин ) приближается или даже падает ниже времени нарастания.Следовательно, максимальная амплитуда стимула, преобладающая во время плато, может быть не лучшим показателем для определения порогового уровня. Ранее мы показали (Heil and Neubauer 2001, 2003; Neubauer and Heil 2004), что средняя амплитуда в течение интервала от начала стимула до конца начальной части, которая может быть достаточной для того, чтобы вызвать ответ, позволяет лучше измерить тип стимула. здесь используется. Поэтому мы рассчитали УЗД на основе средней амплитуды в течение каждой начальной части (заданной как УЗД _м ).Эта мера порога будет обозначаться как L . _{Т (RQ; −FA)} .

На рисунке 10 эти пороги показаны как функция (RQ _(−FA) — ΔRQ — RQ _min ) (белые кружки). Показаны восемь репрезентативных примеров от шести слушателей, причем данные обоих экспериментов показаны для двух слушателей на рисунках 10e – h. В каждом случае л _{T (RQ; -FA)} уменьшается с увеличением (RQ _(-FA) — ΔRQ — RQ _мин ) в показанном диапазоне.Чтобы подчеркнуть эффекты вычитания RQ _мин , на каждой панели также показаны зависимости (RQ _(-FA) — ΔRQ) от продолжительности стимула (крестики). Вычитание RQ _min заставляет точки данных перемещаться влево и немного вниз, как показано для одной пары соответствующих крестиков и пустых кружков на рисунке 10a (указатель и линия). Расстояние, на которое точки данных переместились влево на графике, увеличивается по мере уменьшения (RQ _(-FA) — ΔRQ), поскольку абсцисса масштабируется логарифмически.

Мы также получили оценки L _{T (RQ; -FA)} из стимулов с длительностью, отличной от 536,64 мс, путем вычитания того же RQ _мин , которое использовалось для эталонных стимулов . Полученные пороговые оценки также представлены на рисунке 10 (см. Ключ) и практически идентичны оценкам, полученным для эталонных стимулов (белые кружки).

Сравнение пороговых значений реакции, полученных из RQ, с пороговыми значениями, полученными из RP

Снижение L _{T (RQ; −FA)} с увеличением (RQ _(−FA) — ΔRQ — RQ _min ) напоминает таковую для L _{T (RP; −FA)} с длительностью стимула (ср.Рис. 9б). Для более прямого сравнения мы также рассчитали L _{T (RP; −FA)} в единицах дБ SPL _м и нанесенные данные на рисунок 10 (закрашенные квадраты). Две оценки порога практически идентичны для слушателей L2 (рис. 10a), L9 (рис. 10b) и L11 (рис. 10c). Для остальных слушателей небольшие расхождения между двумя оценками порога остаются (рис. 10d – h). Расхождения в этих случаях по-прежнему незначительны, когда длительность стимула и (RQ _(−FA) — ΔRQ — RQ _мин ) велики, но могут увеличиваться почти до 4 дБ при самой короткой продолжительности, где возможны сравнения (рис.10е, з). В каждом из этих случаев L _{T (RQ; −FA)} больше L _{T (RP; -FA)} , и эта разница воспроизводима (см. Рис. 10e с f и g с h). Вполне возможно, что небольшие расхождения между двумя пороговыми оценками возникают из-за вычитания константы RQ _min для оценки L _{T (RQ; −FA)} — слишком простая модель, так как RQ _мин , вероятно, будет варьироваться от испытания к испытанию.Расхождения также указывают на ограничения в законе Пьерона. Если этот закон обеспечивает оптимальное соответствие, то открытые символы на рисунке 10 должны попадать на прямую линию с наклоном α (и если ордината представляет максимальную амплитуду стимула в дБ). Однако для очень коротких значений (RQ _(-FA) — ΔRQ — RQ _мин ) точки данных часто показывали небольшую кривизну вверх перед изгибом вниз для очень коротких значений (не показаны на рис. 10). И самые короткие измеренные значения RQ всегда были короче, чем RQ _мин , рассчитанное на основании закона Пьерона, и, таким образом, не объяснялись этим законом.Ясно, что этот вопрос требует дальнейшего внимания в будущих исследованиях.

Таким образом, в целом очень похожие оценки пороговых значений реакции получаются из вероятностей реакции и времени реакции.

Сравнение пороговых значений обнаружения и реакции

В этом заключительном разделе мы напрямую сравниваем пороговые значения реакции и обнаружения. Мы ограничиваем этот анализ порогами реакции, полученными из вероятностей реакции, L _{T (RP; -FA)} , потому что их определения не требуют соответствия RQ _мин и поэтому не подпадают под ограничения, связанные с этим параметром.Незакрашенные квадраты на каждой панели рисунка 10 показывают пороги обнаружения, L _{T (D)} (также в единицах дБ SPL _м ) для однократных стимулов разной длительности, полученных от каждого из шести слушателей, что позволяет легко сравнивать с порогами реакции. В каждом случае две пороговые функции примерно одинаковы и параллельны, но функция для порога реакции всегда выше, чем для порога обнаружения, полученного с помощью адаптивной процедуры 3I-3AFC.На рисунке 11a показаны данные еще трех слушателей.

Затем мы вычислили разницу (в дБ) между двумя оценками порога, сначала при длительности стимула 536,64 мс, где определение L _{T (RP; −FA)} оказался самым надежным. На рисунке 11b показана эта разница, ( L _{т (RP; −FA)} — л _{T (D)} ), как функция F _FA , вероятность того, что слушатель вызовет ложную тревогу во время попытки перехвата в задаче RT.Примечательны два наблюдения по поводу этих данных. Во-первых, ( L _{т (RP; −FA)} — л _{T (D)} ) всегда положительный. Это означает, что требуется более высокий уровень звукового давления, чтобы получить вероятность 0,561 реакции на стимул, чем выполнение на этом уровне в процедуре принудительного выбора. Во-вторых, ( L _{т (RP; −FA)} — л _{T (D)} ) уменьшается как F _FA увеличивается.Эта ковариация также наблюдается у трех (L1, L2, L5) из четырех отдельных слушателей, которые принимали участие в обоих экспериментах. Ф _FA L4 не сильно изменился между экспериментами. На рисунке 11b данные от каждого из этих слушателей представлены одним и тем же символом и соединены пунктирными линиями. Модель F _FA L1 в четырех повторных сеансах эксперимента A (см. Выше) упало более чем в 10 раз по сравнению с предыдущим значением.Это падение сопровождалось увеличением ( л _{т (RP; −FA)} — л _{T (D)} ) примерно от 1,4 до 3,6 дБ (левый и правый закрашенные треугольники на рис. 11b).

Если бы мы использовали L _{T (RP)} , то есть порог срабатывания, рассчитанный исходя из вероятностей реакции без поправки на ложные срабатывания, вместо L _{T (RP; −FA)} , мы получили бы немного меньшие пороговые различия и более резкое уменьшение этих различий с увеличением F _FA , чем те, что показаны на рисунке 11b.Кроме того, разница между этой реакцией и порогом обнаружения была бы отрицательной в случае наибольшего F . _FA , довольно неправдоподобная разница.

Наконец, мы проверили, действительно ли ( L _{т (RP; −FA)} — л _{T (D)} ) варьировалась в зависимости от продолжительности стимула. Хотя функции, относящиеся к L _{T (RP; −FA)} и L _{T (D)} длительности стимула кажутся примерно параллельными (рис.10 и 11а), они имели тенденцию немного расходиться по мере уменьшения длительности стимула. Чтобы проиллюстрировать этот момент более наглядно, мы вычислили сумму, на которую ( L _{т (RP; −FA)} — л _{T (D)} ) для стимула заданной длительности отличается от такового для стимула эталонного длительностью 536,64 мс. На рисунке 11c показано, как это различие зависит от продолжительности стимула. Хотя данные зашумлены, они указывают на то, что в диапазоне изученных длительностей ( L _{т (RP; −FA)} — л _{T (D)} ) прибавка ( r ² = 0.216; n = 78; p <0,001) примерно на 1 дБ при уменьшении длительности стимула в 10 раз.

(PDF) Реакция на соединение внешней балки и колонны с модифицированным листом из углепластика при циклической нагрузке

Стр. 1 из 7

7-я Международная конференция по композитам из стеклопластика в гражданском строительстве

Международный институт стеклопластика в строительстве

ОТВЕТ НА ПЕРЕФИТИРОВАНИЕ углепластика НАРУЖНАЯ БАЛКА-КОЛОННА

СОЕДИНЕНИЕ ПРИ ЦИКЛИЧЕСКОЙ НАГРУЗКЕ

Мухаммад РАХМАН

Инженер-исследователь (доц.Профессор), Исследовательский институт, Университет нефти и полезных ископаемых имени короля Фахда, Саудовская Аравия

[email protected]

Абдулсами ХАЛАХЛА

Стипендиат Университета нефти и полезных ископаемых имени короля Фахда, Саудовская Аравия

ahalmahla @ kfupmahla @ kfupmahla .edu.sa

Али АЛГАДХИБ

Доцент, Университет нефти и полезных ископаемых имени короля Фахда, Саудовская Аравия

[email protected]

Мохаммед БАЛУЧ

Профессор, Университет нефти и полезных ископаемых имени короля Фахда, Саудовская Аравия

mhbaluch @ kfupm.edu.sa

РЕФЕРАТ: Недавние сейсмические события в Саудовской Аравии в Западном и Восточном регионе вызвали беспокойство

по поводу безопасности и уязвимости железобетонных зданий, которые в прошлом были рассчитаны только на гравитационные нагрузки

, без любой пластичной деталировки стыков. Недостаточные соединения балок и колонн (BCJ)

существуют в железобетонных зданиях, построенных до начала девяностых годов в различных городах, включая

Мекку, Медину, Янбу и Джидду.В данной статье представлены результаты экспериментального исследования

, проведенного для изучения поведения соединений железобетонных внешних балок колонн, типичных для старых конструкций

в сейсмически активных регионах Саудовской Аравии. Четыре полномасштабных железобетонных блока BCJ

были испытаны в экспериментальной программе, в которой один комплект был разработан для разрушения при изгибе в балке, а

— другой комплект для разрушения при сдвиге в стыке. Один образец в каждом наборе был модернизирован листом углепластика

, намотанным по диагонали вокруг стыка.Сначала колонны подвергались осевой нагрузке, а затем BCJ

подвергались циклической нагрузке, прикладываемой к концу балки до разрушения. Результаты экспериментов показывают, что модернизированный BCJ

с использованием листа углепластика является конструктивно эффективным, увеличивает прочность BCJ

и смещает режим разрушения с диагонального разрушения при сдвиге в соединениях на вязкое разрушение балок при изгибе.

1. Введение

Соединения колонн внешней балки (BCJ) в железобетонных каркасных конструкциях считаются критически важным компонентом

, который, если не ограничен отсутствием поперечной арматуры, подвержен разрушению во время землетрясения

.Неисправные BCJ оказывают значительное влияние на целостность конструкции, ее пластичность

и способность рассеивать энергию. В Саудовской Аравии большинство зданий, построенных до

до середины девяностых годов, были рассчитаны только на гравитационные нагрузки. Эти здания, особенно в сейсмически активном западном регионе Королевства

, имеют дефектные BCJ без поперечного армирования и подвержены

повреждению в случае землетрясения.За последние три десятилетия были проведены обширные исследования

, в которых основное внимание уделялось поведению BCJ, подвергающимся симулированной сейсмической нагрузке, посредством экспериментальных и аналитических исследований

. Различные международные кодексы практики подвергались периодическим пересмотрам

для включения результатов исследований в практику. Новый дизайн и детализация

были включены в код для предотвращения сбоев в BCJ.Модернизация BCJ в железобетонных конструкциях

с использованием листов из углепластика (CFRP) продолжает оставаться активной областью исследований

, учитывая ущерб, нанесенный в различных частях мира во время недавних землетрясений

. В последние годы исследования были сосредоточены на модернизации углепластика экстерьера, интерьера

и угловых BCJ (Hakuto, 2000; Gencoglu, 2007; Le-Trung, 2010; Ghobarah, 2002; Braga, 2009;

Sasmal, 2011; AlSayed , 2011; Ильки, 2010; Ахмед 2013).В данной статье представлены результаты экспериментального исследования

, проведенного для изучения поведения оригинальных (не модернизированных) и модифицированных из углепластика внешних BCJ

, подвергающихся циклическим нагрузкам.

Книги по медицине и здравоохранению @ Amazon.com

Что особенно привлекательно в этой книге, так это то, что в ней используются современные примеры моделей, не относящихся к примату, в которых лучше всего понимается конкретный процесс или функция. Этим он отличается от многих учебников, разработанных для практикующих врачей-шовинистов, и является истинным отражением текущих исследований в области репродуктивной биологии, для которых модели необходимы и, по сути, широко используются. Дрозофилы и микроскопические черви стоят рядом с «мышами и людьми», поскольку они вносят важный вклад в наше понимание разнообразных и сложных процессов, необходимых для успешного воспроизводства.Благодаря такому подходу книга будет полезна студентам, изучающим биологию и медицину.

В этой книге также рассматриваются различные важные темы репродуктивной медицины, такие как факторы роста, гонадотропины и их рецепторы, гаметогенез и молекулярный канцерогенез. В каждой главе есть раздел, посвященный потенциальной клинической значимости, и когда они известны, указываются гены, ответственные за конкретные заболевания. Особенно важным в молекулярной медицине является идентификация единичных точечных мутаций или полиморфизмов в генах, связанных с заболеванием.Часто изменение одного кодона приводит к изменению аминокислоты, а затем может произойти вредная мутация. В нескольких разделах рассказывается, как обнаружить мутации, что в определенных ситуациях непросто.

Студенты и практикующие репродуктологи должны проявлять особую дипломатичность при решении этических проблем, связанных с генетикой репродуктивных нарушений и вспомогательной репродуктивной системой. Последняя треть книги посвящена многим аспектам клинической генетики, генетического консультирования и генетической диагностики доимплантационных эмбрионов.Многие пациенты или их семьи могут иметь моральные, религиозные или эмоциональные возражения против репродуктивных технологий. Таким образом, врач должен знать об этих деликатных вопросах.

Пропавший без вести — важная глава, посвященная нормальному и ненормальному половому развитию. Есть разделы о женском и мужском развитии, но эта важная тема освещена недостаточно. Также не упоминается связанный с этим вопрос о воздействии класса загрязнителей окружающей среды «изгибающего гендер», такого как ПХД (полихлорированные дифенилы), ДДТ (дихлордифенилтрихлорэтан), различные другие распространенные пестициды и стойкие органические загрязнители.Известно, что многие из этих веществ изменяют половое развитие или функцию, связываясь с рецепторами эстрогена, которые регулируют транскрипцию генов, или модулируя синтез половых стероидов в критические периоды развития. Другими загрязнителями являются генотоксины, которые изменяют структуру ДНК. Некоторые исследователи считают, что химическое воздействие связано с развитием рака груди и простаты или даже со снижением фертильности и когнитивных функций в определенных популяциях людей.

Диаграммы и рисунки в этой книге хорошего качества; больше цветных фотографий было бы полезно.Несколько рисунков в начале технических глав можно было бы редактировать более последовательно. Например, есть некоторые вариации в описании полимеразной цепной реакции, которые могут сбить с толку новичка. Также имеется сложная для понимания диаграмма непереведенных областей и организации генов.

В целом, однако, «Молекулярная биология в репродуктивной медицине» — очень полезная книга по разумной цене. Меняющиеся области молекулярной биологии и репродуктивной физиологии объединены в простой в использовании формат, который понравится как студентам, исследователям, так и клиницистам.

Рецензировано Вэнсом Трюдо, доктором философии.
Copyright © 1999 Медицинское общество Массачусетса. Все права защищены. The New England Journal of Medicine — зарегистрированная торговая марка MMS.

«Фаузер собрал« кто есть кто »в области молекулярных исследований репродуктивной системы и разработал прекрасную, хорошо организованную книгу .