3.2.7 Částečně vyvážená zkouška
Liší-li se předpokládaná účinnost testovaného přípravku výrazně od skutečné účinnosti, může se stát, že nejvyšší dávka poskytuje již jen nejvyšší možnou odpověď, nebo naopak, že odpověď na nejnižší dávkuje minimální možná. Tyto odpovědi neleží v lineární části regresní křivky, testy validity indikují odchylku od linearity nebo nerovnoběžnost ve vztahu standardu a testovaného přípravku.
V daném případě se může odpověď na nejnižší nebo nejvyšší dávku ze zkoušky vyloučit. Ze zbývajících dat se vypočte provizorní odhad relativní účinnosti. Tento odhad účinnosti umožňuje vhodnější volbu dávek standardu a zkoušeného přípravku v nové zkoušce.
Logaritmus relativní účinnosti se získá ze vzorce:
${M\text{'}}_U=\frac{{\stackrel{-}{y}}_{{}_U}-{\stackrel{-}{y}}_{{}_S}}{b}\pm \frac{I}{2},\text{(3.2.7-1)}$
který je velmi podobný vzorci 3.2.5-3, pouze jedna polovina rozdílu logaritmů sousedních dávek se odčítá při vypuštění nejnižší dávky nebo přičítá při vypuštění dávky nejvyšší.
Průměrné odpovědi yU a yS se získají stejně jako v úplně vyvážené zkoušce (rovnice 3.2.5-1), ale vzhledem k plánu zkoušky je nutné poněkud modifikovat výpočet sklonu (b).
Ve vícenásobné zkoušce, původně se dvěma dávkami pro každý přípravek, se dají vypočítat všechny lineární kontrasty, (LS...LZ) s výjimkou kontrastu LU. (Při vyloučení jedné z dávek u1 nebo u2 není možné vypočíst kontrast LU).
Sklon se získá vypočtením průměru L a vydělením In:
$b=\frac{L_S+\dots +L_Z}{\mathrm{In}h-1}.\text{(3.2.7-2)}$
Ve zkoušce pouze jednoho přípravku je:
$b=\frac{L_S}{\mathrm{In}}.\text{(3.2.7-3)}$
Ve vícenásobných třídávkových zkouškách se získá LU z tabulky 3.2.3-I a všechny ostatní lineární kontrasty z tabulky 3.2.3-II. Vzorec pro výpočet sklonu je:
$b=\frac{2L_S+\dots +L_Z+L_U}{\mathrm{In}4h-3}.\text{(3.2.7-4)}$
Při testování pouze jediného přípravku se vzorec redukuje na:
$b=\frac{{2L}_S+L_U}{5\mathrm{In}}.\text{(3.2.7-5)}$