<81> Desain Dan Analisis Penetapan Hayati


Umum

 

    Potensi beberapa obat farmakope harus ditetapkan dengan uji hayati. Faktor kendali dalam desain pengujian dan analisis adalah variabilitas sistem uji hayati, yang respons rata-ratanya dapat bervariasi antar laboratorium dan dari waktu ke waktu dalam laboratorium yang sama. Untuk mengendalikan jenis variasi ini, respons obat farmakope dibandingkan terhadap Baku Pembanding Farmakope Indonesia atau baku pembanding lain yang sesuai. Untuk mudahnya, setiap baku pembanding tersebut disebut “Baku” dan setiap sediaan yang diuji atau contoh disebut “Uji” dan masing-masing akan dinyatakan dengan simbol S dan U.

    Setelah variabel terusut dari pembandingan Baku dan Uji ditiadakan, variansi kesalahan dihitung dari variasi yang masih ada, yang meskipun tidak terkendali namun dapat diukur. Variansi kesalahan diperlukan dalam menghitung interval keyakinan dari potensi yang diuji. interval keyakinan juga disebut interval fidusial, dihitung sedemikian sehingga batas tertinggi dan batas terendah dari 20 pengujian, diharapkan 19 mendekati potensi sebenarnya sediaan uji. Banyak prosedur pengujian menetapkan rentang interval keyakinan yang dapat diterima, dan mungkin diperlukan dua atau lebih pengujian independen untuk memenuhi batas yang disyaratkan. Batas keyakinan dari masing-masing pengujian komponen umumnya tumpang tindih.

    Tujuan dari bab ini ialah menyajikan perhitungan yang ringkas dari prosedur biometri untuk uji hayati Farmakope Indonesia, dengan berbagai bagiannya saling berhubungan. Meskipun prosedur dirancang terutama untuk pengujian sediaan tunggal, persamaan untuk pengujian gabungan dari beberapa sampel diberikan dalam bab ini dan disimpulkan dalam bagian akhir. Bukti bahwa pengujian potensi memenuhi syarat batas keyakinan, juga dapat didasarkan pada metode biometri lain yang mempunyai presisi sama dengan metode yang tertera disini.

    Tabel istilah dalam persamaan yang digunakan diberikan pada akhir bab ini.

 

Langkah-langkah yang diperlukan

untuk Perhitungan Potensi

 

    Desain untuk memperkecil variansi kesalahan Variasi respons sedapat mungkin dikurangi dengan pembatasan bobot badan, umur, penanganan awal,

lingkungan dan faktor-faktor sejenis. Pada sejumlah pengujian, hewan percobaan atau yang setara ditempatkan secara acak tetapi dalam jumlah sama untuk dosis-dosis berbeda dari Baku dan Uji. Hal ini dilakukan melalui proses acak yang objektif. Penyusunan jumlah individu yang sama pada tiap perlakuan menyederhanakan perhitungan-perhitungan berikutnya, dan umumnya mengarahkan ke interval keyakinan yang terpendek untuk sejumlah pengamatan yang telah ditentukan.

    Pada beberapa pengujian, respons potensial dapat dihimpun dalam kelompok homogen di awal perlakuan. Perbedaan diantara kelompok, kemudian dipisah sehingga tidak berpengaruh buruk terhadap potensi maupun interval keyakinan. Satu unit dalam setiap kelompok yang diambil secara acak mengalami tiap perlakuan. Contoh kumpulan acak adalah daerah-daerah bening di dalam satu lempeng pada pengujian antibiotik, dan 4 pembacaan berpasangan berurutan pada tikus yang sama dalam pengujian injeksi vasopresin. Dua kelompok diperoleh jika setiap hewan percobaan digunakan dua kali, seperti pada penetapan potensi injeksi tubokurarin klorida dan injeksi insulin. Dalam hal ini baik perbedaan rata-rata di antara individu maupun urutan perlakuan tidak dapat menyebabkan penyimpangan potensi atau presisi. Pada penetapan aktivitas vitamin B12 dan kalsium pantotenat secara mikrobiologi, tabung replikasi ditempatkan pada dua atau lebih kelompok lengkap yang terpisah, disusun secara acak dalam tiap kelompok. Hal ini membatasi variasi yang disebabkan posisi atau urutan dalam satu kelompok menjadi perbedaan dalam setiap replikat lengkap.

 

    Peniadaan data pengamatan yang menyimpang Respons yang menyimpang karena tidak memenuhi prosedur selama penetapan, dikeluarkan. Nilai menyimpang yang lain mungkin ditemukan setelah respons ditabulasi, tetapi kemudian dapat dihubungkan dengan ketidakteraturan uji, yang membenarkan peniadaan nilai tersebut. Peniadaan respons yang tampak menyimpang dapat menjadi sumber bias.  Secara umum, peniadaan data pengamatan hanya berdasarkan besaran relatif adalah prosedur yang sebaiknya dihindari. Jika hal ini tidak dapat dihindarkan, maka tiap respons yang dicurigai menyimpang dapat diuji dengan salah satu dari dua kriteria:

1.    Kriteria pertama berdasarkan pada variasi di dalam kelompok tunggal dengan respons yang diduga setara. Secara umum, satu data pengamatan yang absah dari 25 atau 50 kali percobaan akan ditolak, sepanjang respons yang identik dalam kelompok relatif sedikit. Mulai dengan nilai yang diduga menyimpang, susun respons dalam urutan besaran dari y ke yN, N adalah banyaknya pengamatan di dalam kelompok. Hitung perbedaan relatif

 

 

 

Jika G1, G2 atau G3 melampaui nilai kritis dalam Tabel 1 untuk N yang diamati, maka secara statistik nilai menyimpang dapat ditiadakan.

    Kriteria ini juga dapat diterapkan dalam penetapan mikrobiologi yang tiap perlakuan ditunjukkan oleh transmitans dalam tiap dua kelompok lengkap terpisah. Kurangi tiap transmitans dalam kelompok pertama dengan nilai pasangannya dalam kelompok kedua, dan rekam tiap perbedaan dengan tanda positif atau negatif. Mulai dari perbedaan yang paling besar, susun N perbedaan dalam urutan besaran dari y1 hingga yN dan hitung perbedaan relatif G1, G2 atau G3. Jika melampaui nilai kritis dalam Tabel 1, maka satu dari dua transmitans memberikan perbedaan yang diduga menyimpang dan dapat diidentifikasi dengan pemeriksaan atau membandingkan dengan nilai yang diharapkan (lihat kolom berikut). Ulangi proses dengan perbedaan yang masih tersisa bila suatu nilai yang menyimpang diperkirakan ada di pasangan kedua.

2.    Kriteria kedua membandingkan rentang dari satu seri k = 2 kelompok atau lebih. Kelompok yang berbeda dapat mengalami perlakuan yang berbeda, tetapi semua f respons dalam tiap kelompok mewakili perlakuan yang sama.  Hitung rentang tiap kelompok dengan cara respons tertinggi dikurangi respons terendah dalam masing-masing dari k kelompok. Nilai rentang k terbesar dibagi dengan jumlah semua rentangan yang ada dalam seri adalah R*. Rujuk R* ini kepada Tabel 2. Jika k tidak lebih besar dari 10, gunakan nilai dari bagian atas Tabel 2; bila k lebih besar dari 10, kalikan R* dengan (k + 2) dan bila perlu interpolasikan di antara nilai-nilai dari bagian bawah Tabel 2. Jika R* melebihi nilai tabel atau hasil interpolasinya, kelompok dengan rentang terbesar dicurigai dan pemeriksaan komponennya biasanya akan mengidentifikasi pengamatan yang diperkirakan menyimpang. Proses dapat diulangi dengan rentangan yang tersisa apabila diduga ada yang menyimpang di kelompok kedua.

 

    Penggantian nilai yang hilang Sebagaimana disebutkan dalam monografi dan pada bab ini, perhitungan potensi dan interval keyakinan dari respons total untuk tiap dosis sediaan memerlukan jumlah pengamatan yang sama dalam tiap respons total. Jika pengamatan hilang atau diperoleh respons tambahan dari baku, maka kesetimbangan dapat diperbaiki dengan satu dari prosedur berikut hingga dapat digunakan persamaan yang biasa.

1.    Kurangi jumlah pengamatan dalam kelompok yang lebih besar sehingga jumlah respons sama untuk tiap perlakuan. Jika hewan ditetapkan secara acak pada tiap kelompok perlakuan, maka tiadakan satu atau lebih respons yang dipilih secara acak dari tiap kelompok yang lebih besar, atau kurangkan harga rata-rata tiap kelompok yang lebih besar dari total awal bila diperlukan. Teknik yang disebut terakhir lebih disukai jika dengan sengaja menambahkan hewan berlebih ke dalam kelompok baku. Bila penetapan terdiri dari kumpulan acak, maka gunakan hanya kumpulan yang lengkap.

2.    Sebagai alternatif kadang-kadang kelompok yang lebih kecil dapat digunakan bila jumlah respons yang hilang tidak lebih dari satu dalam suatu perlakuan atau 10% dalam keseluruhan penetapan. Penggantian untuk setiap nilai yang hilang dapat diperkirakan dengan metode a atau metode b. Satu derajat bebas (n) dihilangkan dari variansi kesalahan s2 untuk tiap penggantian dengan metode manapun kecuali pada penetapan mikrobiologi yang setiap respons berdasarkan pada jumlah dari dua transmitans atau lebih dan hanya satu transmitants yang diganti.

(a)            Jika hewan telah digunakan untuk perlakuan secara acak, tambahkan rata-rata respons sisa dalam kelompok yang tidak lengkap kepada totalnya. Pada penetapan mikrobiologi, bila satu dari dua transmitans hilang pada suatu perlakuan, tambahkan perbedaan rata-rata di antara kelompok, dihitung dari semua pasangan yang lengkap, kepada transmitans yang tersisa untuk memperoleh pengganti.

(b)            Jika penetapan terdiri dari kumpulan acak, ganti nilai yang hilang dengan:

 

(1)

 

f adalah banyaknya kelompok; k adalah banyaknya perlakuan atau dosis dan T’r , T’t dan T’ berturut-turut adalah nilai total untuk kumpulan acak, perlakuan dan penetapan yang didalamnya ada pengamatan yang hilang.

    Jika penetapan terdiri dari n’ kuadrat Latin dengan k baris yang bersamaan, nilai yang hilang

diganti dengan:

 

                                                                            (1a)

 

n’ adalah banyaknya kuadrat Latin dengan k baris yang bersamaan, k adalah jumlah perlakuan atau dosis dan Tc’, Tr’, Tt’  dan T’ berturut-turut adalah total tidak lengkap untuk kolom, baris, perlakuan dan penetapan yang di dalamnya ada pengamatan yang hilang.

    Jika lebih dari satu nilai yang hilang, substitusi rata-rata perlakuan untuk sementara pada semua tempat kecuali dari tempat kosong, dan hitung y’ untuk yang lainnya dengan persamaan 1. Ganti tiap subtitusi awal dengan persamaan 1 dan ulangi proses dengan perkiraan berturut-turut hingga diperoleh y’ yang tetap untuk tiap pengamatan yang hilang


 

 

Tabel 1

Uji untuk nilai penyimpangan. Dalam contoh dari populasi normal, perbedaan sama atau lebih besar dari nilai  G1, G2 dan  G3 dengan probabilitas P = 0,02 nilai yang menyimpang dapata terjadi hanya pada satu ujung atau dengan P = 0,04 nilai-nilai yang menyimpang dapat terjadi pada kedua ujung.

N

G1

3

0,976

4

0,846

5

0,729

6

0,644

7

0,586

 

 

 

 

 

 

N

G2

8

0,780

9

0,725

10

0,678

11

0,638

12

0,586

13

0,578

 

 

 

 

 

N

G3

14

0,602

15

0,579

16

0,559

17

0,542

18

0,527

19

0,514

20

0,502

21

0,491

22

0,481

23

0,472

24

0,464

 

 

Tabel 2

Uji untuk kumpulan yang mengandung nilai penyimpangan. Hitung rentang dari f pengamatan dalam tiap k kelompok, semua kelompok dalam suatu seri sama ukurannya. Perbandingan R* dari rentang terbesar terhadap jumlah k rentangan yang diamati akan sama atau lebih besar dari nilai-nilai kritik berikut pada probabilitas P = 0,0.

Jumlah rentang

R* kritis untuk rentangan masing-masing dari f pengamatan

k

2

3

4

5

6

7

8

9

10

2

3

4

5

0,962

0,813

0,681

0,581

0,862

0,667

0,538

0,451

0,803

0,601

0,479

0,398

0,764

0,563

0,446

0,369

0,736

0,539

0,425

0,351

0,717

0,521

0,410

0,338

0,702

0,507

0,398

0,328

0,691

0,498

0,389

0,320

0,682

0,489

0,382

0,314

6

7

8

9

10

0,508

0,451

0,407

0,369

0,339

0,389

0,342

0,305

0,276

0,339

0,342

0,300

0,267

0,241

0,220

0,316

0,278

0,248

0,224

0,202

0,300

0,263

0,234

0,211

0,193

0,288

0,253

0,225

0,203

0,185

0,280

0,245

0,218

0,197

0,179

0,273

0,239

0,213

0,192

0,174

0,267

0,234

0,208

0,188

0,172

Jumlah rentang

(k + 2) R* kritis untuk rentangan masing-masing dari f pengamatan

k

2

3

4

5

6

7

8

9

10

10

12

15

20

50

4,06

4,06

4,06

4,13

4,26

3,04

3,03

3,02

3,03

3,11

2,65

2,63

2,62

2,62

2,67

2,44

2,42

2,41

2,41

2,44

2,30

2,29

2,28

2,28

2,29

2,21

2,20

2,18

2,18

2,19

2,14

2,13

2,12

2,11

2,11

2,09

2,07

2,06

2,05

2,06

2,05

2,04

2,02

2,01

2,01

 


 

Perhitungan Potensi dari Penetapan Tunggal

 

    Petunjuk untuk perhitungan potensi dari data penetapan tunggal tertera pada masing-masing monografi. Dalam penetapan yang menekankan pada interpolasi dari kurva dosis-respons dan memenuhi kondisi untuk keabsahan uji yang ditetapkan berikut, potensi dapat dihitung dengan metode yang sesuai dengan bab ini.

    Perencanaan penetapan meliputi perkiraan potensi sediaan uji agar dapat digunakan dosis yang setara dengan baku. Semakin dekat kebenaran perkiraan asal dengan hasil penetapan, semakin tepat perhitungan  potensi. Perbandingan dosis tertentu dari baku, dalam µg atau unit FI terhadap dosis sediaan uji yang bersangkutan dihitung seperti tertera pada monografi, secara seragam dinyatakan sebagai R. Log potensi relatif dalam jumlah perkiraan awal sama dengan baku dinyatakan sebagai M’. Secara ideal, M’ tidak berbeda secara signifikan dari nol. Log potensi adalah:

 

                          M = M’ + log R     

       (2)

atau

 

          Potensi = P* = antilog M = (antilog M’)R

 

    Penetapan dari Penentuan Langsung Dosis Ambang Perbandingan dosis ambang rata-rata baku dan sediaan uji memberikan potensi secara langsung. Dosis ambang ditetapkan dua kali pada setiap hewan, satu kali dengan baku dan satu kali dengan sediaan uji. Tiap dosis dikonversi kepada harga logaritmanya, perbedaan (x) antara kedua log-dosis ditetapkan untuk setiap hewan, dan potensi dihitung dari rata-rata perbedaan tersebut.

    Pada Uji Endotoksin Bakteri <201>, rata-rata geometrik titik akhir pengenceran untuk sediaan uji sesuai baku (dikalikan dengan faktor pengenceran, bila dapat digunakan), memberikan kadar endotoksin dalam sediaan uji.

    Pada penetapan ini, interval fidusial tergantung pada variabilitas dosis ambang.

 

    Penetapan tidak langsung dari hubungan antara log dosis dan respons Umumnya dosis ambang tidak dapat diukur secara langsung; oleh karena itu, potensi ditetapkan secara tidak langsung dengan membandingkan respons dari dosis baku yang diketahui dengan satu atau lebih dosis yang sama dari sediaan uji. Dalam rentang dosis yang terbatas, biasanya suatu respons yang sesuai dapat digambar sebagai suatu garis lurus terhadap log-dosis, merupakan kondisi yang menyederhanakan perhitungan potensi dan interval keyakinan. Kemiringan dan posisi hubungan log-dosis respons ditentukan dalam setiap penetapan dengan menggunakan dua atau lebih tingkat dosis baku atau lebih baik dikehendaki meliputi baku maupun sediaan uji.

    Pada penetapan heparin natriun, interval antara dosis yang menghasilkan penjedalan dan yang tidak adalah sedemikian kecil sehingga kurva dosis-respons tidak ditentukan secara tegas. Rata-rata yang bergerak digunakan sebagai ganti intepolasi log-dosis yang menyebabkan 50% penjendalan baik pada baku maupun sediaan uji yang menuntun ke log potensi (seperti tertera pada perhitungan Heparin Natrium). Presisi potensi diperkirakan dari kesuaian diantara penetapan yang berdiri sendiri dari kesediaan uji yang sama.

    Untuk obat yang ditetapkan secara hayati, kurva respons terhadap log-dosis pada rentang dosis yang memadai, harus berupa garis lurus. Jika diperlukan uji pendahuluan atau penetapan tergantung pada interpolasi dari kurva multi-dosis baku, gambarkan di kertas koordinat kurva respons rata-rata baku tiap tingkat dosis pada ordinat terhadap log-dosis x pada absis. Jika secara prinsip garis cenderung linier dalam rentang dosis yang ditentukan, maka unit respons awal dapat digunakan langsung sebagai y; jika garis jelas merupakan lengkungan, transformasi yang sesuai tiap pembacaan awal dapat menghasilkan linieritas.

    Salah satu transformasi yang mungkin ialah logaritma; cara lain pada penetapan mikrobiologi cara tabung, y = (100 - % transmitans) yang terhadap log-dosis x tidak membentuk garis linier, maka diubah ke nilai probit. Dalam hal ini bila serapan tidak dapat dibaca langsung, maka % transmitans untuk tiap tabung atau larutan uji lebih dulu diubah menjadi serapan: A = 2- log (% transmitans). Setiap nilai serapan kemudian diubah menjadi % pengurangan pertumbuhan bakteri sebagai:

 

 

c adalah kerapatan rata-rata untuk tabung kontrol (tanpa antibiotik atau dengan vitamin berlebih) dalam kelompok atau rak tabung yang sama. Persentase pengurangan kemudian diubah ke dalam nilai probit seperti tertera pada Tabel 3 hingga diperoleh harga y yang baru untuk semua perhitungan selanjutnya. Transformasi probit memberikan keuntungan dalam hal memperlebar rentang kerja dari linieritas, bahkan bila sebagian dari hubungan dosis-respons tidak linier dalam unit asal dari 100% transmitans, asalkan masa inkubasi tidak diperpanjang melewati fasa logaritma pertumbuhan dalam tabung kontrol.

    LD50 pada Uji keamanan injeksi besi dekstran dihitung menggunakan log-dosis dan probit. Keempat dosis injeksi dalam mg besi per kg bobot badan diubah menjadi x1 = 2,574, x2 = 2,699, x3 = 2,875 dan x4 = 3000. Nilai probit sesuai jumlah kematian yang diamati dalam tiap kelompok 10 tikus dinyatakan berturut-turut sebagai y1, y2, y3 dan y4 dan diberikan pada Tabel 3 untuk kematian dari 10% hingga 90%. Untuk kematian yang diamati dari 0 dan 10 terdekat ke dosis yang menyebabkan separuh kematian gunakan pendekatan probit berturut-turut 3,02 dan 6,98; hilangkan nilai akhir (pada x1 atau x4) bila tidak berdekatan dengan separuh kematian. Oleh karena informasi dalam probit bervariasi dengan yang diharapkan, tetapkan pendekatan bobot relatif w tiap probit, untuk menghitung LD50 injeksi seperti diperlihatkan pada tabel berikut.


 

 

Tabel 3

Probit (deviasi normal + 5) sesuai dengan persentase dalam margin

 

0

1

2

3

4

5

6

7

8

9

0

-

2,67

2,95

3,12

3,25

3,36

3,45

3,52

3,59

3,66

10

3,72

3,77

3,82

3,87

3,92

3,96

4,01

4,05

4,08

4,12

20

4,16

4,19

4,23

4,26

4,29

4,33

4,36

4,39

4,42

4,45

30

4,48

4,50

4,53

4,56

4,59

4,61

4,64

4,67

4,69

4,72

40

4,75

4,77

4,80

4,82

4,85

4,87

4,90

4,92

4,95

4,97

50

5,00

5,03

5,05

5,08

5,10

5,13

5,15

5,18

5,20

5,23

60

5,25

5,28

5,31

5,33

5,36

5,39

5,41

5,44

5,47

5,50

70

5,52

5,55

5,58

5,61

5,64

5,67

5,71

5,74

5,77

5,81

80

5,84

5,88

5,92

5,95

5,99

6,04

6,08

6,13

6,18

6,23

90

6,28

6,34

6,41

6,48

6,55

6,64

6,75

6,88

7,05

7,33

99

0,0

0,1

0,2

0,3

0,4

0,5

0,6

0,7

0,8

0,9

7,33

7,37

7,41

7,46

7,51

7,58

7,65

7,75

7,88

8,09

 

Tabel 4

Koefisien x* untuk menghitung respons YL dan YH diperkirakan oleh kuadrat terkecil pada k log-dosis nilai terendah dan tertinggi jika ditempatkan pada interval yang sama.

Jumlah Dosis

Y akhir yang diperkirakan

1

2

3

4

5

6

Pembagi

3

YL

5

2

-1

 

 

 

6

YH

-1

2

5

 

 

 

6

4

YL

7

4

1

-2

 

 

10

YH

-2

1

4

7

 

 

10

5

YL

3

2

1

0

-1

 

5

YH

-1

0

1

2

3

 

5

6

YL

11

8

5

2

-1

-4

21

YH

-4

-1

2

5

8

11

21

 


 

 

Jumlah kematian

0 atau 10

1 atau 9

2 atau 8

3 atau 6

4 atau 6

Bobot, w

0,3

0,7

1,0

1,2

1,3

 

 

                                                                         (2a)              

dari jumlah bobot, ?w, empat (atau tiga) respons yang dapat diterima dalam jumlah log-dosis tertimbang yang sama, ?(wx), dan dari probit, ?(wy). Dari jumlah produk tertimbang, ?(wxy) dan kuadrat tertimbang, ?(wx2), hitung kemiringan b dari garis log-dosis probit dengan rumus:

 

                                                                    (2b)

 

LD50 untuk uji keamanan ini, dalam mg besi per kg bobot tubuh, dihitung dengan rumus:

 

 

                                                                  (2c)

 

Pada penetapan kuantal yang tidak termasuk dalam Farmakope ini, seperti penetapan insulin dengan mencit, perhitungan dengan probit meliputi pengaturan lain yang tidak tercantum di sini.

    Jika kurva respons rata-rata t dari tiap dosis baku terhadap log-dosis berbentuk linier, dan k dosis ditempatkan dalam interval yang sama pada skala logaritma, respons yang diperkirakan (YL dan YH) pada ujung dari garis yang paling sesuai dapat langsung dihitung dengan koefisien x* dari Tabel 4, yang sesuai dengan k log-dosis yang berturutan, dengan rumus:

 

dan

 

(3)

? berarti jumlah dari nilai-nilai yang mengikutinya. Jika dibuat kurva YL dan YH terhadap log-dosis rendah dan tinggi, XL dan XH, nilai-nilai tersebut dapat dihubungkan dengan suatu garis lurus dengan kemiringan:

 

                                                                       (4)

 

Pada suatu log-dosis x baku yang dipilih respons yang diperkirakan adalah:

 

 

                                                                       (5)                        

                                                               

 = (åx)/k, dan  = (YL+ YH)/2 atau untuk perkiraan di dalam suatu kumpulan, y adalah respons rata-rata untuk baku dalam kumpulan. 

    Jika hubungan log-dosis respons adalah linier, tetapi k dosis (dinyatakan dalam mL) terletak dalam urutan arimatik seperti dalam Tabel 5 (yang merujuk pada Penetapan Potensi Antibiotik secara Mikrobiologi <131>, kemiringan b dari garis lurus yang paling sesuai dapat dihitung dengan ketentuan dalam Tabel 5 dan respons rata-rata pada tiap dosis  atau Tt = f  yang jumlah y’s(f) adalah tetap untuk tiap dosis, sebagai:

(6)

 

Koefisien x1 adalah faktor pengali yang baik dari pembedaan  di sekitar log-dosis rata-rata , dan eb’i adalah faktor pengali yang sesuai dari  . Respon Y perkiraan pada suatu log-dosis x dapat dihitung dengan mensubtitusi kemiringan penetapan b dalam persamaan 5 dan rata-rata  baik dari semua respons baku pada seluruh penetapan ataupun dari tiap kumpulan secara terpisah.


 

 

Tabel 5

Koefisien x1 untuk menghitung kemiringan b dari kurva log-dosis respons jika dosis ditempatkan pada

skala arimetik

Jumlah dosis

Koefisien x1 untuk menghitung b dari respons y pada dosis, dalam mL

Pembagi eb’i

Log dosis rata-rata

1

1,5

2

3

4

5

4

5

5

6

-

-34

-

-15

-29

-

-20

-8

-12

-9

-11

-3

12

5

2

4

29

15

11

9

-

23

18

13

14,4663

24,7827

13,3249

14,1017

0,38908

0,41584

0,45105

0,37588