Про одну особливості прийняття рішення лікарем

Данная інформація призначена для фахівців у галузі охорони здоров'я та фармацевтики. Пацієнти не повинні використовувати цю інформацію в якості медичних рад чи рекомендацій. N

Про одну особливості прийняття рішення лікарем

А.П. Хусківадзе

Анотація

У статті розглядаються завдання прийняття рішення лікарем при малих і репрезентатівних вибірках результатів обстеження хворого. Вишукуються загальний способ вирішення цих завдань.

Стаття представляє інтерес як для лікарів-практиків, так для медіков-дослідників, а також і для фахівців, що працюють в областях прогнозірованія та прийняття рішення.

Всі права на матеріали статті захищені, і ці матеріали не можуть бути Використано без письмового дозволу власника авторських прав та Федеральної служби з інтелектуальної власності, патентам і товарним знакам РФ.

Ключові слова: прийняття рішення, прогнозування, лікар-практик, мала виборка, репрезентативна вибірка.

Постановка завдання

В даний час при лікуванні конкретного хворого, як правило , оперують фактіческімі даними

B j 1 = (b j ? 1 ; ? = 1 ..N j 1 ; 1 ? N j 1 ? 5); j = 1 ..N, (1)

де

b j ? 1 -- кількість замірів величини y j I Y;

Y - генеральна сукупність первинних показників состоянія хворого.

І в переважній більшості випадках стан хворих поліпшуються. NСледовательно, ці дані містять інформацію, достатню для прийняття правільного рішення з імовірністю, близькою 1.

Виникає питання: чи можна витягувати цю інформацію? І, якщо так, то як?

Щоб відповісти на ці питання, в першу чергу, слід з'ясувати, чим разлічіе між завданням, що стоїть перед лікарем - практиком і завданням, що стоїть перед медиком - вченим?

Завдання прогнозування стану здоров'я людини

При вирішенні задачі прогнозування стану типового представника (ТП) однородной групи хворих з метою отримання узагальнених наукових висновків , необходімо знання сукупностей даних

B j 1 (G); j = 1 ..N (2)

і

B j 0 (G); j = 1 ..N (3),

де сукупність даних (2) служить об'єктивною характеристикою вивчається состоянія ТП, а сукупність (3) є об'єктивною характеристикою Можливо нормального стану ТП.

На практиці замість сукупностей (2) та (3), оперують даними

B j 1 = (b j ? 1 ; ? = 1 ..N j 1 ); j = 1 ..N

і (4)

B j 0 = (b j ? 0 ; ? = 1 ..N j 9 ); j = 1 ..N,

де

B j 1 - сукупність фактичних результатов обстеження частини хворих, що служить репрезентативною вибіркою від B j 1 (G) з доверітельной ймовірністю

P = P 0 ? 0.95; ( 5)

B j 0 - сукупність фактичних результатов обстеження частини здорових людей, що служить репрезентативною виборкой від B j 0 (G) с довірчої ймовірністю P = P 0 ? 0.95.

У далі ми будемо вважати, що виконуються наступні два умови [2]

Умова 1

Кожна вибірка

B = B j 0 + B j 1

є результатами равноточних і взаємно незалежних ізмереній величини

y j I Y.

Умова 2

Систематичні помилки вимірювання величини y j I Y відсутні, а випадкові помилки її вимірювання опісиваются нормальним законом розподілу ймовірностей

Позначимо

і S j 1 = ; j = 1 ..N

і (6)

d jk = S jk і t jk = t j (P, (N j k -1)); k = 0,1,

де

t jk - критичне значення критерію Стьюдента при ступені свободи (N j k -1).

З репрезентативності вибірок (4) випливає, що

c ? jk - ? jk (G) c j k t jk ; k = 0,1, ( 7)

де

? jk (G) - генеральне середнє арифметичне величини ? jk .

Залежність (7) має сенс у тому випадку, коли

d j k t jk > 0; k = 0,1

Звідси і з (5) і (6) випливає, що

1 < j k

Таким чином, вирішуючи завдання прогнозування, завжди повинні оперувати виборкамі даних, для яких виконуються умови (7) і (8).

Проблема врахування особливостей організму індивіда

Нехай, ? j (П) - абсолютна похибка ізмерітельного приладу величини y j I Y,

де

Y - генеральна сукупність первинних показників состоянія хворого.

У міру удосконалення техніки вимірювання величина ? j (П) становітся все менше і менше. Тим не менш, можна вважати, що

? j (П)> 0

Ясно, що величина y j I Y найбільш точно може бути виміряна в одиницях ? j (П).

Взагалі

¦ ? j (O) - ? j (П) ¦ ? 0; j = 1 ..N, (9)

де

? j (O) - одиниця ізмеренія величини y j I Y, фактично використовується при визначенні стану здоров'я даного больного.

Нехай

M j 1 (O) і S j 1 (O); j = j 0 ; j 0 = 1 ..N

- значення

M j 1 і S j 1 ; j = j 0 ; j 0 = 1 ..N,

встановлені в результаті вимірювання величини y j I Y в одиницях ? j (O):

M j 1 (O) = M j 1 і S j 1 (O) = S j 1 при ? j (O) = ? j (П) ; j = 1 ..N (10)

Нехай

M j 1 (O, G) і S j 1 (O, G); j = 1 ..N (11)

є значеннями

M j 1 (O) і S j 1 (O); j = 1 ..N

такими, що мають місце

M j 1 (O) = M j 1 (O, G) і S j 1 (O) = S j 1 (O, G) прі ? j (O) = 0; j = 1 ..N (12)

У чому подібність і відмінність між величинами M j 1 (O, G) і M j 1 (G)?

Величина M j 1 (G), Як генеральна середня арифметична, є об'єктивною характеристикою фактіческого стану типового хворого (ТП), що вивчається однорідної группи хворих, Для цієї величини завжди має місце: ? j (G) = 0,

де

? j (G) - абсолютна помилка вимірювання M j 1 (G).

Для величини M j 1 (O, G), в відміну від M j 1 (G) , на практиці, як правило, має місце

? j (O)> 0; j = 1 ..N (13)

Тому, замість (12), у загальному випадку має виконуватися умова

M j 1 (O) I A j (О, G); j = 1. .N, (14)

де

A j (O, G) = (M j 1 (O, G) -? j (O) , M j 1 (O, G) + ? j (O)); j = 1 ..N (15)

Якщо умова (14) виконується, то можна сказати, що у хворого вимір велічіни y j I Y проізведено коректно. В іншому випадку, вимір буде виконано некорректно.

З (14) і (15) маємо

M j 1 (O, G) I A j (O) ; j = 1 ..N, (16)

де

A j (O) = (M j 1 (O) -? j (O) , M j 1 (O) + ? j (O)); j = 1 ..N (17)

Таким чином, якщо ми будемо знати

M j 1 (O) і ? j (O),

то з точністю ? j (O) ? 0 можна встановити і величину M j 1 (O, G).

Отже, величина M j 1 (G) всегда вимірюється з точністю ? j (G) = 0, а величина M j 1 (О, G) ізмеряется з точністю ? j (O) ? 0 .

При цьому, якщо даний хворий є ТП вивчається однорідної групи больних, то має місце

M j 1 (O, G) = M j 1 (G) при ? j (O) = ? j (G) = 0

і (18)

? j (O )> ¦ M j 1 (O, G) -M j 1 (G) ¦> 0 прі ? j (O)> 0

У всіх інших випадках має місце

? j (Н, G)> ¦ M j 1 (O, G) -M j 1 (G) ¦ ? ? j (O) > 0, (19)

де

? j (Н, G) - значення велічіни y j I Y таке , что має місце

A j (Н, G) = (M j 1 (G) -? j (Н, G) , M j 1 (G) + ? j (Н, G)); j = 1 ..N

Про області A j (Н, G) говорят, що вона є областю неможливим значень величини

y j I Y для вивчається однорідної группи хворих.

Про величиною ? j (Н, G) Можна говорити, що вона є одиницею вимірювання величини

y j I Y для вивчається однорідної группи хворих.

Виникає питання: яку з величин M j 1 (O, G) і M j 1 (G) следует віддати перевагу?

У природі двох неможливим один від одного людей не бувають. Навіть братья-близнюки в чомусь один від одного відрізняються. Тому й кажуть: кожен человек має свою неповторну індивідуальність.

Різниця індивідуальностей один від одного обумовлено багатьма і багатьма факторамі.

Позначимо всю сукупність чинників, що сприяли формуванню особистості данного хворого через L (O).

Покладемо, що існує людина, що представляє собою ТП вивчається однорідної группи хворих. Сукупність чинників, що сприяла формування особистості етого людини, позначимо через L (ТП).

Якщо даний хворий є ТП вивчається однорідної групи хворих, то L (O). N = L (ТП) і, отже, має місце (18). У всіх інших випадках L (O). ? L (ТП) і, отже, виконується умова (19).

Величина M j 1 (O, G) получена внаслідок існування даного хворого в середовищі L (O). Отже, Ми поступимо правильно, якщо при лікуванні цього хворого віддамо перевагу велічіне M j 1 (O, G). NБраузер цьому випадку ми допустимо меншу помилку при прийняття рішення.

Величина M j 1 (G) получена внаслідок існування типового хворого в середовищі L (ТП). NСледовательно, ми поступимо правильно, якщо при вирішенні задачі прогнозування отдадім перевагу величиною M j 1 (G).

Отже, при лікуванні конкретного хворого слід взяти в якості орієнтира велічіну M j 1 (O, G), Nа при вирішенні задачі прогнозування як орієнтир слід взяти величину M j 1 (G).

Нехай

M j (Z); S j (Z); M j (Z, G) і S j ( Z, G); j = 1 ..N

є значеннями

M j 1 (O); S j 1 (O, G); M j 1 (O, G) і S j 1 (O, G); j = 1 ..N

такими, що якщо людина перебуває в нормальному стані, то

M j 1 (O) = M j (Z); S j 1 (O) = S j 1 (Z,); M j 1 (O, G) = M j (Z, G) і S j 1 (O) = S j 1 (Z, , G)

при ? j (O) = 0; j = 1 ..N

Про величиною M j (Z, G) говорят, що вона є об'єктивної точкової індивідуального нормою человека, а M j (Z) является оцінкою M j (Z, G).

Згідно (12) величина M j (Z, G) является одним з можливих значенням M j 1 (O, G). NСледовательно, величиною M j 1 (O, G), Як і величиною M j (Z, G), человек характеризується як індивідуальність . У цьому й полягає преімущество орієнтування при лікуванні конкретного хворого на величину M j 1 (O, G), Nа не на величину M j (G).

Для визначення величини M j 1 (O, G), согласно (16) і (17 ), необхідно і достатньо, щоб виконувалося умова

c ? j 1 (O) - ? j 1 (O, G) c < ? j (O); j = 1 ..N (20)

Якщо ця умова виконується, то можна написати, що: ? j 1 (O, G) »? j 1 (O).

Як видно, при лікуванні конкретного хворого досить знання даних

M j 1 (O) і ? j (O); j = 1 ..N

і абсолютно не потрібне знання даних

? j 1 (G); j = 1 ..N

Отже, немає необхідності виконання умови

c ? j 1 - ? j 1 (G) c < d j 1 t j 1 ; j = 1 ..N (21)

Однак залишається необхідність виконання умови

c ? j 0 - ? j 0 (G) c <; d j 0 t j 0 ; j = 1 ..N (22)

Справа в тому, що величини

? j 0 (G); j = 1 ..N

служать об'єктивними характеристиками можливого нормального стану данного хворого.

Отже, для їх встановлення, як очікуваних - прогнозованих - велічін, необхідне рішення задачі прогнозування. Але умова (22), як було показано вище, може здійснюватись тільки у тому випадку, коли

N j 0 >> 1; j = 1 ..N

Точніше, повинно мати місце

N j 0 ? N j min ; j = 1 ..N,

де

N j min -значення N j 0 при котором вибірка B j0 є репрезентативною с довірчої ймовірністю P = P 0 ? 0.

На відміну від (22), умова (16), згідно (17), може виконуватися як у тому случае, коли

N j 1 = 1; j = 1 ..N,

так і в тому випадку, коли

N j 1 > ; 1; j = 1 ..N.

Тут важливо лише те, що величина M j 1 (O) била отримана за результатами вимірювання величини

y j I Y с точністю ? j ( O ) .

У результаті, при лікуванні конкретного хворого можна оперувати совокупностямі даних , для яких мають місце

N j 1 ? 1 і N j 0 >> 1; j = 1 ..N

Особливості прийняття рішення по одиничних результатами обстеження

стану здоров'я людини

В даний час при лікуванні конкретного хворого, як правило, оперують фактіческімі даними (1). І в переважній більшості випадках стан хворих поліпшуються . Отже, ці дані, як зазначалося вище, містити інформацію, достатню для прийняття правильного рішення з імовірністю, близькою 1.

Як це інформація із сукупності (1) витягується?

Взагалі величини

y j I Y і y i I Y; j, i = 1 ..N; j ? i (23)

мають різні розмірності й, отже, як самі вони, так їх общепрінятие одиниці виміру

? j (П) і ? i (П) ; j, i = 1 ..N; j ? i, (24)

є між собою непорівнянними.

Отже, величини

? jk і ? ik ; k = 0,1; j, i = 1 ..N; j ? i, (25)

теж є між собою непорівнянними.

Лікар, оперуючи фактичними даними, для яких має місце (1), як указивалось вище, переважна більшість випадків, приймає обгрунтоване решеніе. Це йому вдається зробити завдяки тому, що дані фактичного состоянія хворого (25) він якимось чином все ж таки сопоставляет як між собою , так і з даними Можливо нормального стану цього хворого. Саме етім шляхом лікаря і вдається компенсувати відсутні, з точки зору математіческой статистики, дані.

Нехай, має місце

c ? j 0 - ? j 0 (G) c j 0 , (26)

де

? j 0 = dj 0 t j 0 (27)

Тоді з довірчої ймовірністю P = P 0 стверджують, що

? j 0 = ? j 0 (G)

Тим самим, по суті справи, всі значення величини y j I Y, що належать відкритої області

(? j 0 (G) - ? j 0 , ? j 0 (G) + ? j 0 ),

розглядають, як практично один від одного неможливим. Разом з тем у закритою області

A j0 (G) = [? j 0 (G) - ? j 0 , ? j 0 (G) + ? j 0 ]

один від одного розрізняють три значення величини y j I Y. Ними є значення

y j = ? j 0 (G) -? j 0 , y j = ? j 0 (G) і y j = ? j 0 (G) + ? j 0

Таким чином, при заданій довірчої ймовірності P = P 0 у області A j0 (G) велічіна y j I Y фактіческі вимірюють не з точністю ? j (П), Nа з точністю ? j 0 . У результаті, в області A j0 (G) велічіна y j I Y наіболее точно можна виміряти в одиницях ? j 0 ? ? j (П).

Взагалі має місце

A j0 (G) I I A j ,

де

A j - область завдання величини y j I Y.

Якщо виконується умова (26) і, отже, y j I A j0 (G), то, згідно (7 ), величина y j I Y знаходиться в межах області общепрінятой статистичної норми . А якщо умова (26) не виконується, то має місце

y j I (A j -A j0 (G))

У цьому випадку кажуть, що величина y j I Y знаходиться поза області общепрінятой статистичної норми.

У тому разі, коли величина y j I Y знаходиться поза області загальноприйнятою статистичної норми, виникає необхідність перевірки умови

c ? j1 - ? j1 (G) c j1 , (28)

де

? j1 = dj 1 t j1 (29)

Якщо умова (28) виконується, то з довірчою ймовірністю P = P 0 можна утверждать, що

? j1 = ? j1 ( G)

Позначимо

A j1 (G) = [? j1 (G) - ? j1 , ? j1 (G) + ? j1 ]

В області A j1 (G) велічіна y j I Y наіболее точно можна виміряти в одиницях ? j 1 .

Взагалі

¦ ? j 0 - ? j 1 ¦ ? 0

Позначимо

(30)

Нехай

? j * = ? (P, N j 0 + N j 1 -2) ( 31)

- критичне значення критерію Стьюдента при заданій довірчій вероятності P і ступеня свободи N j 0 + N j 1 - 2.

Для зіставлення між собою величин

? j 1 і ? j 0 ; j = j 0 ; j 0 = 1 ..N,

оперують такими протилежними нерівностями [1]:

c M j 1 - M j 0 c j * ? j * (32)

і

c M j 1 - M j 0 c ? d j * ? j * , (33)

де

d j * ? j * > 0 (34)

При цьому, якщо має місце (32), то вірогідністю P стверджують, що справедлива гіпотеза:

y j = M j 1 = M j 0 .

А це означає що, в відкритої області

A j * = (? j 0 - ? j * , ? j 0 + ? j * )

при заданій ймовірності P = P 0 все значення величини y j I Y являются практично один від одного неможливо розрізнити, де

? j * = d j * ? j * ( 35)

У місці з тим, в закритою області

A j * = [? j 0 - ? j * , ? j 0 + ? j * ]

при заданій ймовірності P = P 0 друг від одного розрізняють наступні три значення величини

y j I Y:

y j = ? j 0 -? j * , y j = ? j 0 і y j = ? j 0 + ? j *

У результаті, в області A jk (G) (k = 0,1) величина y j I Y фактично вимірюється в одиницях ? jk , а в області A j * у одиницях ? j * .

Позначимо

? jmax = max (? j0 , ? j1 , ? j * ) (36)

Якби запис (36) була б коректною, то величину y j I Y можна було виміряти в одиницях ? jmax . Nі тоді в області

A j0 (G) ЩA j1 (G) ЩA j *

всі значення величини y j I Y, як виміряні в одних і тих же одиницях , билі б між собою порівнянними.

У дійсності, однак, запис (36) не є корректной.

Справді, величини ? j0 і ? j1 , согласно (6), (27) і (29) визначаються з одним і тим же способом. Завдяки етому має місце

? j1 = ? j0 прі S j 1 = S j 0 і N j 1 = N j 0

і, отже, взагалі

¦ ? j1 - ? j0 ¦ ? 0

Що стосується величиною ? j * , то способ її визначення, згідно (30), (31 ), (35), відрізняється від способу определенія величин ? j1 і ? j0 . NПо цієї причини має місце

? jk ? ? j * при S j 1 = S j 0 і N j 1 = N j 0 ; k = 0, 1

У підсумку, запис

¦ ? jk - ? j * ¦ ? 0

не є коректною. Отже, не є коректною та запис (36).

Позначимо

d K j = S jK і tK j = t (P, 2 (N jK -1)); K = 0,1 (37)

Можна перевірити, що

d 1 j t1 j = d 0 j t0 j = d j * ? j * прі d j1 t j 1 = d j0 t j 0 > 0

d 1 j t j < d j * ? j * прі 0 j1 t j 1 j0 t j 0 (38 )

d 0 j t0 j j * ? j * прі d j1 t j 1 > d j1 t j 1 > 0

Як видно, величини

?k j і ? j * ; k = 0,1

є між собою порівнянними,

де

?k j = dk j tk j

Позначимо

d j = d 1 j і t j = t1 j прі d 1 j t1 j ? d j * ? j *

і (39)

d j = d j * і ? j = ? j * прі d 1 j t1 j > d j * ? j *

Згідно (38) та (39) має місце

0 j ? j ? d 0 j t0 j ? d j * ? j * (40)

і, отже,

A j (G) I A j (0, G) I A j * (G), (41)

де

A j (G) = [? j 0 (G) - d j ? j , ? j 0 (G) + d j ? j ]

A j (0, G) = [? j 0 (G) - d 0 j t0 j , ? j 0 (G) + d 0 j t0 j ]

A j * (G) = [? j 0 (G) - d j * ? j * , ? j 0 (G) + d j * ? j * ]

Про безлічі A j (G) говорят, що воно є областю індивідуальної норми величини

y j I Y для організму даного человека і пишуть:

M j (Z, G) I A j (G) (42)

Як видно, область індивідуальної норми є підобластей як області з корректірованной статистичної нормою A j (0, G), так і області A j * ( G).

У підсумку, згідно (41) і (42), має місце

M j (Z, G) I A j (G) I A j (0, G) I A j * (G), (43)

тобто точкова індивідуальна норма є загальною точкою всіх областей : A j (G), A j (0, G) і A j * (G) .

Згідно (40) має місце

c M j 1 - M j 0 c j ? j ? c M j 1 -M j 0 c j * ? j * , (44)

Якщо

c M j 1 - M j 0 c j ? j ; j = j 0 ; j 0 = 1 ..N, (45)

те, згідно (44),

c M j 1 - M j 0 c j * ? j * ; j = j 0 ; j 0 = 1 ..N (46)

і, отже, з імовірністю P можна стверджувати, що: M j 1 = M j 0 .

Кажуть, що функціональна частина організму людини, що характеризується велічіной y j I Y, находітся в нормальному стані в широкому сенсі , якщо виконується условіе (45). А якщо виконується умова (46), то говорять, що вона знаходиться в нормальном стані в звичайному сенсі.

Позначимо

a j = (47)

Величини

a j ; j = 1 ..N,

як видно, є безрозмірними і, отже, між собою сопоставімимі.

Позначимо

a = max ( a j , j = 1 ..N) (48)

і

? j = a MZ j (49 )

Згідно (47), (48) та (49) має місце

? j ? d j t j ; j = 1 ..N

Отже

c M i 1 - M j 0 c ? ? i ? c M j 1 -M j 0 c ? d j t j для всіх j = 1. .N (50)

У тому випадку, коли існує хоч одне i = i 0 таке, що

c M i1 - M j0 c ? ? i ; i = i 0 ; i 0 = 1. .N, (51)

згідно (50), буде мати місце

c M j 1 - M j 0 c ? d j t j для всіх j = 1 ..N (52)

і, отже, не виконається ні одна умова

c M j 1 - M j 0 c j t j ; j = j 0 ; j 0 = 1 ..N

Таким чином, виконання умови (51) достаточно, для того, щоб жодна функціональна частина організму людини не находіла в нормальному стані в широкому сенсі.

Кожна сукупність величин

M j 1 , M j 0 , d j і t j ; j = j 0 ; j 0 = 1 ..N

служить характеристикою стану цілком визначеною, а саме j-ої функціональної частини організму. Разом з тим, виполненіе умови (51), як тільки що було показано, призводить до того, що ні одна функціональна частина організму людини не буде перебувати в нормальному состояніі. Це можна пояснити, поклавши, що кожна величина ? j содержіт в собі відомості про стан всіх функціональних частин організму, тобто вона є характеристикою всього організму.

При цьому, згідно (37), (39), (47), (48) та (49), має місце

? j = ? j (P)> 0

Отже, виконується умова

P ? P max <1,

де

P max - максимально можливе значення велічіни P для організму даної людини .

Визначення

Нехай, ? j (O, G) - значення ? j такое, що

? j = ? j (O, G) прі P = P max

Тоді і тільки тоді говорять, що величина ? j (O, G) является об'єктивної системної одиницею вимірювання величини y j I Y в організме даної людини .

Про величиною ? j кажуть, що вона є оценкой ? j (O, G) і пишуть [3, 4]:

? j = ? j (O); j = 1 ..N (53)

Для величини ? j (O), согласно (49) і (53), має місце

? j (О) = ? j (О, P)

Отже, величина ? j ( O), так і величина P, є суб'єктивною характеристикою організму людини. О ней можна говорити, що вона є суб'єктивної сістемной одиницею вимірювання величини y j I Y в організмі даної людини .

Встановлення величин

? j (О) ; j = 1 ..N (54)

і, в кінцевому рахунку, величин

M j (О); j = 1 ..N, (55)

є найважливішим умовою для об'єктивного вимірювання стану здоровья людини,

де

M j (О) = round (, 1) ? j (О) (56)

Польний алгоритм визначення цих величин наведено [5]. Цей алгоритм справедлів як у тому випадку, коли рішення приймається по одиничних результатами обследованія хворого, так і в тому випадку, коли вирішується завдання прогнозірованія.

Література

1. Івлєва Є.І. Підвищення ефективності терапії хворих невротичними

розладами на основі корекції вегетативного гомеостазу. Автореф. діс.на соісканіе наукового ступеня КМН: 14.00.05 та 14.00.18 - Воронеж. 2001. - 23 с.

2. Більше Л.М., Смирнов Н, В. Таблиці математичної статістікі. М. - Наука. Головна редакція фізико-математичної літератури. - N1983. - 416 с.

3. Природний глобальний оптимум та імовірнісний межа пізнання істіни. Індивідуальна норма людини . http: //www .medlinks.ru /article.php? sid = 33435

4. Імовірнісний межа пізнання істини і питання математичного моделірованія живого організму як єдиного цілого. http: //www.medlinks.ru/article.php?sid=32701

5. Хусківадзе А.А., Хусківадзе А.П. Спосіб визначення ступеня переносимості організмом хворого з пневмонією активної ортостатичної проби. NRU 2008140229 A. Бюл. № 6, 2009


Народні методи лікування

Як позбутися від поліпів у товстому кишечнику

Поділюся досвідом позбавлення від поліпів. Провів я цей процес в 1991 році, і до цього часу у мене все в нормі.

2020-08-07 13:03:54

Морквяний сік: і смачно, і корисно

Я - агроном-біохімік. Все життя займався вивченням рослин, овочів, ягід і їх лікувальними і харчовими властивостями. Мені 72 роки, пропрацював у сільському господарстві агрономом 53 року і більше 20 років був директором радгоспу. Хочу розповісти про чудо-овочі - моркви.

2020-08-07 11:38:51

Як я вилікувала дифузний зоб

Це сталося 20 років тому: я позбулася зоба. Звернула увагу, що ця хвороба не дає спокою багатьом людям. Мій щасливий досвід залишає всім надію на зцілення.

2020-08-07 18:23:09

Цистит. Хіба це справа житейська?

Він не їздить на «Мерседесі» і в дні столітнього ювілею оборонного підприємства, де трудиться не один десяток років, його прізвище не значилася в переможних реляціях про досягнення. Але більшість заводчан відмінно знає дорогу до кабінету свого «сімейного лікаря» Іллі Григоровича Бабаєва. Фахівець широкого профілю, терапевт Бабаєв в своєму здоровпункті лікує недуги, з якими ми, як правило, стикаємося в повсякденному житті. І. Г. Бабаєвим розповідає про такий вельми поширених захворювань, як цистит.

2020-08-07 20:01:11

Лікування астми народними засобами

Астма - це захворювання, що виникає при спазмах в бронхах, а причиною її виникнення є алергія. Астму можуть викликати часті простудні захворювання, якщо їхнє лікування не було достатньо ефективним, а також захворювання нирок і забруднена атмосфера.

2020-08-07 20:44:17

Секрет обліпихової олії

Я потрапляли до рук і аптечне обліпихова олія, і кустарне, мабуть, приготоване за звичайним рецептом. Ні, це було не масло, так, якась незрозуміла бліда рідина. Справжнє обліпихова олія знайшло свою славу незвичайною цілющістю, а таку цілющість масло набуває тоді, коли воно правильно приготовлене. Це поняття включає в себе багато тонкощів, які необхідно знати при приготуванні цього цілющого обліпихової олії.

2020-08-07 14:56:06

Мазь від екземи виявилася ефективною

Давно хотіла вам написати лист, але не наважувалася. Я сама з Азербайджану. 7 років живу в Росії. Хочу поділитися своїм досвідом, як можна позбутися від мокнучі екземи.

2020-08-07 11:28:51

Як позбавитися від високого тиску?

Я також хочу поділитися радою. Розкажу, як позбавився від високого тиску. У 1968 році верхній показник почав зашкалювати - 200-240. У вухах весь час стояв шум, ніби працював двигун. Ліки не допомогли.

2020-08-07 10:50:05

Вірусний гепатит «С». Не втрачайте оптимізму!

Вірус гепатиту «С» - дрібний РНК - вірус, що відноситься до сімейства флавовірусов. Вірус гепатиту «С» малоустойчів у зовнішньому середовищі, але здатний зберегти активність навіть при нагріванні до 50 градусів за Цельсієм. Основне джерело зараження - хворі з гострою або хронічною формою гепатиту «С», а також вірусоносії

2020-08-07 18:34:30

Готуйте «сани» влітку

Є хороший спосіб уникнути простудних захворювань і влітку, і взимку. Їм моя сім'я користується не перший рік.

2020-08-07 18:00:09

Медицина

Мастопатія, ендокринні захворювання, спадковість

Мастопатія, ендокринні захворювання, спадковість - доля багатьох росіянок - Щорічно від раку молочної залози вмирають приблизно 23 тис росіянок. Про це, як передає кореспондент РІА 'Новости', повідомив у вівторок на прес-конференції директор Російського онкологічного наукового центру ім.Блохіна Михайло Давидов. R

2020-08-07 18:03:30

У країнах, де популярна здорова їжа, надто багато кардіологічних захворювань

У країнах, де популярна здорова їжа, надто багато кардіологічних захворювань - На сніданок Баррі Гроувз з'їв велике яйце і 100 грамів підсмаженої на топленому салі печінки. А потім запив все це какао з подвійними вершками. На обід 72-річний Баррі зі своєю 70-річною дружиною Монікою насолодяться свининою із жирком і зеленими овочами в олії. І, нарешті, подружжя, що проживає в Оксфорді, очікує легка вечеря з сиру, домашніх яблук або груш, увінчаних вершками, і какао. Незважаючи на 40 років такої жирної дієти, Баррі важить на 3 кг менше, ніж у день весілля. У 1957 році він важив 72 кг.

2020-08-07 01:08:38

Хворих на цукровий діабет обстежує лабораторія на колесах

Хворих на цукровий діабет обстежує лабораторія на колесах - Суперсучасна пересувна лабораторія для обстеження хворих на цукровий діабет почала працювати в Нижньогородській області. Учора з її допомогою було обстежено 30 мешканців з Богородського району, сьогодні - приблизно стільки ж нижньогородців, повідомили сьогодні на презентації лабораторії.

2020-08-07 08:58:58

Жовчний рефлюкс: сучасні погляди на патогенез і лікування

Жовчний рефлюкс: сучасні погляди на патогенез та лікування - Жовчний рефлюкс - синдром, досить часто супроводжує найпоширеніші захворювання верхніх відділів травного каналу: хронічні гастрити, виразкову хворобу шлунка і дванадцятипалої кишки, гастроезофагеальна рефлюксна хвороба.

2020-08-07 08:58:52

Сучасна інсулінотерапія цукрового діабету 1 типу у дітей та підлітків

Сучасна інсулінотерапія цукрового діабету 1 типу у дітей та підлітків - Цукровий діабет 1 типу (ЦД 1 типу), що називалася до недавнього часу інсулінозалежний, а ще раніше - ювенільний цукровий діабетом, вражає в основному людей молодого віку і дітей. В останні роки спостерігається сплеск захворюваності на цукровий діабет 1 типу, найбільш виражений у дітей та підлітків. За 25 років захворюваність СД 1 типу серед дітей московської популяції зросла в два рази. В даний час у Москві налічується близько 1200 дітей з ЦД у віці до 15 років.

2020-08-07 08:59:01

Фолієва кислота зменшує ризик розвитку у потомства «заячої губи»

Фолієва кислота зменшує ризик розвитку у потомства «заячої губи» - Жінки, що приймають під час першого триместру вагітності фолієву кислоту можуть значно знизити ризик розвитку у потомства такого пороку як розщеплена губа («заяча губа»). До цього висновку прийшли американські вчені з Національного інституту гігієни навколишнього середовища (National Institute of Environmental Health Sciences).

2020-08-07 01:10:35

Прогноз для метеочутливих людей по Росії 09.09.2009 на

Прогноз для метеочутливих людей по Росії 09.09.2009 на - На Європейському Півночі погода буде нестійка з коливаннями метеопараметров. Через це погіршення самопочуття можливо у людей із захворюваннями серця і судин, а з-за підвищеної вологості повітря не виключені загострення у тих, хто страждає захворюваннями опорно-рухового апарату та бронхо-легеневі захворювання.

2020-08-07 01:08:16

Ризик дитячої смертності зростає у породіль, які мають зайву вагу

Ризик дитячої смертності зростає у породіль, які мають зайву вагу - Вагітні жінки, які страждають від ожиріння, мають підвищений ризик того, що їх немовлята можуть померти незабаром після народження, особливо якщо мав місце передчасний розрив (плодових) оболонок (ПРО).

2020-08-07 08:58:55

Функціональні захворювання травного тракту у дітей. Принципи раціональної терапії

Функціональні захворювання травного тракту у дітей. Принципи раціональної терапії - Функціональні порушення (ФН) шлунково-кишкового тракту займають одне з провідних місць у структурі патології органів травлення. Так, наприклад, рекурентні абдомінальні болі у дітей носять функціональний характер у 90-95% дітей і лише у 5-10% пов'язані з органічною причиною. Приблизно в 20% випадків хронічна діарея у дітей також обумовлена функціональними розладами.

2020-08-07 05:23:46

Середньовічні отрути і ліки

Середньовічні отрути і ліки - Багато століття лікар задовольнялися тим, що примушували пацієнтів приймати настої трав, порошків рослинного і тваринного походження, дія яких було зазначено на практиці - іншими словами, хворі виконували роль піддослідних кроликів .

2020-08-07 18:31:31