(Rättsakter vilkas publicering är obligatorisk) KOMMISSIONENS ...
(Rättsakter vilkas publicering är obligatorisk) KOMMISSIONENS ...
(Rättsakter vilkas publicering är obligatorisk) KOMMISSIONENS ...
Create successful ePaper yourself
Turn your PDF publications into a flip-book with our unique Google optimized e-Paper software.
L 225/252 21.8.2001<br />
Europeiska gemenskapernas officiella tidning<br />
SV<br />
Om det d<strong>är</strong>emot finns bevis på att testämnets koncentration i lösningen har hållits tillfredsställande inom<br />
± 20 % av den nominella eller uppmätta startkoncentrationen under hela testperioden, kan nominella eller<br />
uppmätta startv<strong>är</strong>den användas som grund för resultaten. Om avvikelsen från nominell eller uppmätt startkoncentration<br />
<strong>är</strong> större än 20 % bör resultaten uttryckas i form av tidsvägda medelv<strong>är</strong>den (se tillägg 5).<br />
2. DATA OCH RAPPORTERING<br />
2.1 BEHANDLING AV RESULTATEN<br />
Syftet med testet <strong>är</strong> att bestämma hur testämnet påverkar antalet levande avkommor som produceras av varje<br />
föräldradjur som har överlevt testet. Totalantalet avkommor per föräldradjur beräknas för varje testk<strong>är</strong>l (varje<br />
replikat). Om föräldradjuret i något av replikaten dör under testet eller visar sig vara en hane, tas replikatet i<br />
fråga inte med i analysen. I ett sådant fall baserar sig analysen på ett reducerat antal replikat.<br />
För uppskattning av LOEC och NOEC med avseende på kemikaliens verkan på reproduktionskapaciteten <strong>är</strong><br />
det nödvändigt att beräkna den genomsnittliga reproduktionskapaciteten för replikaten per koncentration och<br />
den resterande standardavvikelsen. Detta kan göras med variansanalys (ANOVA). Medelv<strong>är</strong>det för varje koncentration<br />
bör d<strong>är</strong>efter jämföras med kontrollsatsen med hjälp av en lämplig metod för multipeljämförelse.<br />
Dunnetts eller Williams test kan användas för ändamålet (14) (15) (16) (17). Det <strong>är</strong> nödvändigt att kontrollera<br />
hållbarheten hos ANOVA:s antagande om variansens homogenitet. Det <strong>är</strong> tillrådligt att detta görs grafiskt,<br />
hellre än genom ett test avseende formell signifikans (18). Ett lämpligt alternativ <strong>är</strong> att köra ett Bartlett-test.<br />
Om antagandet inte <strong>är</strong> hållbart måste man överväga att transformera data för att homogenisera varianserna<br />
innan ANOVA utförs, eller att utföra viktad ANOVA. Storleken på den verkan som kan detekteras med<br />
ANOVA (dvs. den minst signifikanta skillnaden) beräknas och rapporteras.<br />
För uppskattningen av den koncentration som skulle orsaka en minskning på 50 % av reproduktionskapaciteten<br />
(dvs. EC 50) bör en lämplig kurva, t.ex. den logistiska kurvan, anpassas till data med hjälp av en statistisk<br />
metod, t.ex. minsta kvadrat-metoden. Kurvan bör parametriseras så att EC 50 och standardfelet kan uppskattas<br />
direkt. D<strong>är</strong>igenom underlättas beräkningen av konfidensintervallen kring EC 50. Tvåsidiga konfidensintervall på<br />
95 % bör tillämpas, utom om det finns goda skäl för att välja andra konfidensnivåer. Anpassningsproceduren<br />
bör helst ge tillgång till ett medel för bedömning av signifikansen eller bristen på signifikans. Detta kan göras<br />
grafiskt eller genom att dela kvadraternas restsumma i ”brist på passning” och ”rena felkomponenter” och<br />
utföra ett signifikanstest avseende brist på passning. N<strong>är</strong> man jämför behandlingar som ger låg fertilitet med<br />
behandlingar som ger hög fertilitet <strong>är</strong> det mer sannolikt att de senare leder till en högre varians avseende<br />
antalet avkommor som produceras. D<strong>är</strong>för bör man överväga viktning av de observerade v<strong>är</strong>dena så att de<br />
återspeglar de olika varianserna i de olika behandlingsgrupperna (bakgrundsinformation finns i referens 18).<br />
Vid analysen av data från det slutliga ringtestet (2) anpassades en logistisk kurva med hjälp av följande modell<br />
(även andra lämpliga modeller kan användas):<br />
d<strong>är</strong><br />
c<br />
Y =<br />
x<br />
1+<br />
x0<br />
Y: det totala antalet avkommor per föräldradjur som <strong>är</strong> vid liv vid testets slut (beräknat för varje testk<strong>är</strong>l).<br />
x: ämnets koncentration.<br />
c: det förväntade antalet avkommor n<strong>är</strong> x = 0.<br />
x 0: EC 50 i populationen.<br />
b: lutningsparametern.<br />
Denna modell kan tillämpas i många situationer, även om den inte <strong>är</strong> lämplig för alla test. En kontroll av<br />
modellens giltighet bör göras på det sätt som föreslås ovan. I vissa fall kan det vara lämpligt med en hormesis-modell<br />
d<strong>är</strong> låga koncentrationer ger ökade verkningar (19).<br />
Man kan även uppskatta koncentrationerna för övriga verkningar, t.ex. EC 10 eller EC 20. Det kan dock vara<br />
bättre att använda en annan parametrisering än den som används för uppskattning av EC 50.<br />
b