Влияние хроносемантических препаратов и гомеопатических препаратов, подобранных с помощью КДТ, на способность человека угадывать результат случайного процесса, символизирующего его намерение

 

В.В. Винокуров1, А.Е. Кудаев1, К.Н. Мхитарян2, Н.К. Ходарева1

(1 Медицинский центр инновационных технологий «Артемида», г. Ростов-на

Дону,2 Центр «ИМЕДИС», г. Москва, Россия)

Введение

В работе [1] были сформулированы «малая» и «большая» модели судьбологии – действия хроносемантики на событийный план человека. Напомним, что, в соответствии с «малой» моделью судьбологии, изменение событийной реальности в жизни человека, прошедшего хроносемантику, наступает в результате изменения его характера, в частности, развития, в большей или меньшей степени, тех или иных его способностей. Это изменение характера и это развитие способностей ожно отследить с помощью тех или иных психологических тестов. Следовательно, в рамках «малой» модели судьбологии возможно объективизировать ее результаты, используя обычные методы психологического тестирования пациентов. В рамках «большой» модели судьбологии изменяется взаимодействие человека и объемлющей его событийной реальности. Событийный план, окружающий человека становится более «дружественным» по отношению к нему. В [1] было высказано предположение о том, что это, гораздо более сложноуловимое, по своей природе, изменение взаимодействия человека и объемлющей его событийной реальности можно отследить, используя тесты на его способность управлять случайными процессами, или угадывать конечный результат их динамики, при некотором дополнительном условии: У1. Пациент воспроизводит в себе состояние, в котором он достигает желаемой цели – намерение достичь ее, и символически отождествляет с достижением этой цели результат случайного процесса, который он угадывает, или старается получить. Случайный процесс, которым пытается управлять, или угадать его результат пациент, называется, в случае выполнении условия У1, случайным процессом, символизирующим достижение желаемой цели. В настоящей работе мы приводим предварительные результаты исследований сравнительного изменения способности пациента предугадывать (проскопировать) результат случайного процесса, символизирующего достижение им желаемой цели в результате:

– активации его поискового режима посредством его «плацебо»-терапии (скрытая суггестия);

– его терапии хроносемантическими препаратами (ХСП, [2]);

– его терапии конституциональными гомеопатическими препаратами (КГП), подобранными с использованием конституционального делюзионного теста (КДТ) и п/к «Астромед»[3]. Небольшой объем набранной статистики мог бы препятствовать публикации, ввиду серьезности рассматриваемого вопроса и отличия выводов исследования от «общепринятой парадигмы». Однако мы хотим, еще до накопления нами (одним центром) обширного статистического материала, организовать многоцентровое исследование (и, возможно, дискуссию) данного вопроса, который представляется важным в силу достаточно широкого распространения хроносемантики, как метода терапии, среди врачей практикующих методы ВРТ и БРТ.

Цель исследования

Сравнительное исследование изменения способности к проскопии (предугадыванию) результата случайного процесса, символизирующего достижение желаемой цели, у пациентов, пролеченных:

– методом плацебо (по показаниям);

– хроносемантическими препаратами (ХСП), с одним и тем же  маркеромцели

– энергоинформационным препаратом условно называемом «Счастье»;

– КГП, подобранными с помощью КДТ и п/к «Астромед».

Материалы и методы

Для проведения хроносемантики использовались автономные аппараты фирмы «ИМЕДИС»: «Трансфер-П», «Медикаментозный селектор», устройство для магнитной терапии «петля» с переходником, энергоинформационные препараты из группы СДА [2], «записанные» из селектора, или их «оригиналы». Во всех случаях проводилась «обратная» хроносемантика:

– сигнал маркера цели (МС) вводился в организм пациента через хироглифические линии его ладоней, с помощью светового щупа, подключенного к первому гнезду аппарата «Медикаментозный селектор»;

– ответный сигнал списывался с головы пациента с помощью магнитной «петли», подключенной к третьему гнезду аппарата «Трансфер-П»;

– фиксация («запись») ответного сигнала осуществлялась в первом контейнере аппарата «Трансфер-П» на сахарную крупку;

– указанная запись обратного сигнала использовалась для хроносемантической терапии пациента в качестве хроносемантического препарата (ХСП).

В качестве МС во всех случаях использовались препараты из групп СДА

[4].

Для подбора КГП использовалась стандартная методика КДТ: вначале, с использованием п/к «Астромед-М» определялась группа «подозрительных» на конституциональность препаратов, а затем с помощью КМХ-теста [3], из этой группы выявлялся наиболее подходящий пациенту КГП. В качестве препарата «плацебо» использовалась пустая гомеопатическая крупка (нонпарель). Для тестирования с целью выявления способности к проскопии использовались 10 ламинированных карточек с одинаковой рубашкой, на которых были записаны цифры от 5 до +5, исключая 0.

Дизайн исследования

В исследовании принимало участие 30 пациентов, в возрасте от 20 до 55 лет, отобранных из общего числа пациентов, посещающих центр «Артемида». Пациенты были разбиты на 3 группы:

– контрольную группу А, терапия в которой проводилась с помощью скрытой суггестии, т.е. методом «плацебо»,

– группу В, терапия в которой проводилась с помощью хроносемантики,

– группу С, терапия в которой проводилась с помощью КГП, подобранных с помощью КДТ и п/к «Астромед-М».

Предварительная рандомизация всех трех групп А, В, С, проводилась по параметру ѓЗ-оценке их способности к предугадыванию результата случайного процесса, символизирующего достижение желаемой цели, в ходе первичного обследования пациента, с помощью описанного ниже теста Т1 – «Оценка способности к проскопии результата случайного процесса, символизирующего достижение желаемой цели». В частности, в группы В и С были отобраны пациенты с пониженным (менее 0,5) показателем ѓЗ. Порядок исследования был таков:

1. На первом этапе исследования все пациенты из всех трех групп А, В, С проходили первичное обследование, которое включало в себя ВРТ- обследование, ГРВ-обследование, клинический осмотр, сбор анамнеза, изучение анализов и др. диагностические процедуры по усмотрению лечащего врача, а также дополнительное обследование с помощью теста Т1.

2. На втором этапе исследования, в соответствии с выбором лечащего врача, пациенту назначалось адекватное его состоянию и его запросам лечение:

– в группе А с помощью «препаратов плацебо»;

– в группе В с помощью ХСП с маркером цели

– энергоинформационным препаратом «Счастье»;

– в группе С с помощью КГП, подобранных на основании КДТ, с

использованием п/к «Астромед-М».

Замечание. В процессе исследования не нарушались этические принципы терапии пациента. В частности, группа пациентов, терапия в которой проводилась с помощью плацебо, состояла из пациентов, которые нуждались в перерыве в лечении, т.е. оптимальной для них была действительно плацебо-терапия.

3. На третьем этапе исследования, через 1 месяц (30 дней) после начала

терапии проводилось вторичное медицинское обследование пациентов всех трех групп А, В, С, которое вновь дополнялось тестом Т1. Во всех трех группах А, В, С в ходе исследования сравнивались результаты теста Т1 до и после 30 дней терапии.

Описание Т1-теста

На десять непрозрачных карточек одинакового размера были нанесены

цифры от «-5» до «+5» без использования нулевой точки отсчёта: -5; -4; -3; -2; -1; +1; +2; +3; +4; +5. После детального обсуждения с пациентом наиболее актуальной для него, на конкретный период времени жизненной  задачи ему разъяснялось значение цифровой шкалы:

– цифра «+5» символизировала максимальную степень успешности решения обсужденной жизненной задачи,

– «+4» – несколько меньшую, но все еще достаточно хорошую степень успешности ее («жизненной задачи») решения, …

– цифра «-5» наибольшую степень неуспешности решения обсужденной жизненной задачи.

Затем карточки переворачивались рубашками вверх и перемешивались случайным образом, так что ни пациент, ни оператор не знали порядка их расположения. Пациентом делалось 10 попыток символического решения обсужденной жизненной задачи. В каждой попытке им производится выбор трёх произвольных карточек из десяти предложенных. При этом пациент знал, что его задача в каждой попытке – набрать максимальную сумму баллов, что символизировало его максимальный символический успех в решении обсужденной жизненной задачи. Числа на обратной стороне выбранных пациентом карточек суммировались оператором. Например, суммой чисел «+5», «-3», «+1» было «+3» и т.д. Затем вычисляется средний балл по всей серии итоговое суммирование полученных десяти чисел. Этот средний балл делился на 10, и полученное число принималось за показатель степени проскопии пациентом результата символического случайного процесса, т.е., показатель некоторой его, образно говоря, «судьбологической» способности, который далее обозначаем ѓЗ, или ѓЗ(Р), если нужно выделить пациента, у которого исследуется этот показатель, или ѓЗ(Р„Ѕ У), если нужно выделить дополнительное условие У, при выполнении которого исследуется этот показатель.

Результаты исследования:

Численные результаты изменения показателя ѓЗ по группам, до и после проведенной терапии, приведены в таблице 1.

 

 

 

 

 

 

 

Таблица 1

Таким образом, для корректной постановки задачи статистической оценки изменения показателя ѓЗ в результате хроносемантической терапии необходима, дополнительная статистическая оценка его изменения в группе В„S , состоящей из пациентов 11–18.

Статистическая обработка результатов исследования

Накопленного статистического материала, в принципе, достаточно для применения к нему непараметрических статистических критериев. Выборки ѓЗ0(А), ѓЗ0(В) и ѓЗ0(С) показателей ѓЗ в группах А, В и С до проведения терапии, равно как и выборки показателей ѓЗ после проведения в этих группах соответствующей терапии должны рассматриваться как реализации некоторых случайных величин. Наша задача состоит в выяснении, можно ли считать эмпирические выборки ѓЗ0(А) и ѓЗ1(А), соответственно, ѓЗ0(В) и ѓЗ1(В), ѓЗ0(С) и ѓЗ1(С) реализациями одних и тех же случайных величин? Для решения этого вопроса воспользуемся критерием Вилкоксона в его модификации, приведенной в [5]. Использование критерия Вилкоксона предполагает подсчет интенсивностей сдвигов в сторону увеличения и/или уменьшения значений случайной величины при переходе от первой выборки к второй. Эти интенсивности вычисляются как суммы Тѓyэмп и Тѓ{эмп рангов (по величине) абсолютных значений разностей между значениями случайной величины в первой и второй выборках. Величины Тѓyэмп и Тѓ{эмп сравниваются с величиной Ткр которая, в случае мощности выборки n = 10 равна Ткр = 10 для уровня статистической значимости р „T 0,05, и Ткр = 5 для уровня статистической значимости р „T 0,01. Следуя [5] удобно ввести величину Т*эмп, равную Тѓ{эмп (соответственно, Т+эмп), если большая часть сдвигов значений случайной величины при переходе от первой выборке ко второй оказалась сдвигами в сторону увеличения (соответственно –в сторону уменьшения) ее значений. Величина Т*эмп, характеризует, таким образом, интенсивность сдвига в «нетипичном» направлении. Тогда альтернативные гипотезы для критерия Вилкоксона могут быть сформулированы следующим образом: Н0. Сдвиг в «типичном» направлении случаен (статистически недостоверен), и, следовательно, первая и вторая выборки не могут быть статистически достоверно различимы с помощью критерия Вилкоксона. Н1. Сдвиг в «типичном» направлении не случаен (статистически достоверен) и, следовательно, первая и вторая выборки статистически достоверно различимы с помощью критерия Вилкоксона. В соответствии с критерием Вилкоксона:

1. Если Т*эмп „T Ткр, то гипотеза Н0 должна быть отброшена и принимается гипотеза Н1 (с уровнем статистической значимостью р; значение р было ранее использовано для вычисления Ткр).

2. Если Т*эмп > Ткр то гипотеза Н0 не может быть отброшена и соответственно, гипотеза Н1 не может быть принята (по крайней мере, с уровнем статистической значимостью р; значение р было ранее использовано для вычисления Ткр).

Применим теперь критерий Вилкоксона с целью изучения статистической достоверности существования сдвига в сторону увеличения значений показателя ѓЗ при переходе от выборки ѓЗ0(А) к ѓЗ1(А), (соответственно, от выборки ѓЗ0(В) к ѓЗ1(В), и от ѓЗ0(С) к ѓЗ1(С)). Расчет статистической достоверности изменения величины ѓЗ при переходе от выборки ѓЗ0(А) к ѓЗ1(А) приведен в таблице 2.

Таблица 2

Таким образом, данные эксперимента не позволяют утверждать статистически достоверного изменения показателя ѓЗ в группе А, подвергавшейся терапии плацебо, ни в сторону увеличения, ни в сторону уменьшения, по крайней мере со значимостью р „T 0,05. Расчет статистической достоверности изменения величины ѓЗ (в сторону ее увеличения) при переходе от выборки ѓЗ0(В) к ѓЗ1(В) приведен в таблице 3.

Таблица 3

Таким образом данные эксперимента свидетельствуют о статистически

достоверном изменении показателя ѓЗ (в сторону увеличения) в группе С,

пациентов получавшей терапию хроносемантическими препаратами с МС –

«Счастье».

Расчет статистической достоверности изменения величины ѓЗ (в сторону

ее увеличения) при переходе от выборки ѓЗ0(С) к ѓЗ1(С) приведен в таблице 4.

Таблица 4

Таким образом, данные эксперимента свидетельствуют о статистически

достоверном изменении показателя ѓЗ в группе С, получавшей терапию КГП,

подобранными с помощью п/к «Астромед-М» и прошедшими дополнительную

проверку с помощью КМХ-теста, в сторону увеличения, со значимостью

р„T0,01.

Обсуждение

Авторы осознают, что приведенный объем исследований существенно

мал для того, чтобы делать какие-то окончательные выводы (несмотря на

статистическую достоверность проведенного исследования). В обосновании

нуждается, на наш взгляд, и введение показателя ѓЗ. При введении этого

показателя мы опирались на работу [6], в которой приводятся результаты

(принадлежащие А.Г. Ли) по изменению способности испытуемого к

предугадыванию результата случайного процесса в зависимости от изменения

его установки. В неявном виде эти результаты уже содержат идею о введении

экспериментально замеряемых показателей способности предугадывания

результатов случайного процесса символизирующего достижение условной

цели. Разумеется, изучение динамики показателя ѓЗ в зависимости от изменения

установки пациента нуждается в дополнительном изучении.

Отметим также, что первичная рандомизация групп А, В, и С сыграла

существенную роль в получении приведенных выше статистических

результатов. Как уже было сказано, в группы В и С включались пациенты с

пониженным показателем ѓЗ. Однако мы наблюдали также двух пациентов с повышенными показателями ѓЗ – 2,2 и 2,7, соответственно, которые не были

включены в группу В из-за несоответствия ее профилю (ѓЗѓ~ „T 0,5). Оба

пациента в момент первичного осмотра находились в состоянии стресса с

высоким уровнем тревожности и агрессивности (подтверждено с помощью

АПК – GDV – камеры проф. Короткова [7]). Через 30 дней после окончания

приёма ХСП с тем же маркером цели – «Счастье» (или 60 дней от начала

эксперимента) – их показатели ѓЗ снизились до уровня «-0,3», соответственно,

«+ 1,1», что сопровождалось нормализацией как их психологического

состояния, так и субъективной оценки ими событийного уровня реальности,

в которой они находились. Таким образом, нельзя считать, что терапия ХСП с

маркером цели «Счастье» всегда (статистически) приводит к увеличению

показателя ѓЗ. Скорее можно предположить, что эта форма терапии приводит

к его нормализации: увеличению в случае заниженных и уменьшению в случае

завышенных, но не обусловленных реальными ресурсами организма, его

значений.

Выводы

Результаты проведённого исследования позволяют утверждать, что:

1. Метод неявной суггестии не изменяет статистически достоверно

способность человека предугадывать результат случайного процесса,

символизирующего достижение желаемой цели.

2. Хроносемантика оптимизирует способность человека предугадывать

результат случайного процесса, символизирующего достижение желаемой

цели.

3. Терапия КГП, подобранными по методике КДТ, статистически

достоверно повышает способность человека результат случайного процесса,

символизирующего достижение желаемой цели.

Литература

1. Мхитарян К.Н. Стороженко Ю.А. Модели и эксперименты в

судьбологии //Тезисы и доклады XIII Международной конференции

«Теоретические и клинические аспекты применения биорезонансной и

мультирезонансной терапии». Ч. II. – М.: ИМЕДИС, 2007. – С. 15–23.

2. Готовский Ю.В. Мхитарян К.Н. Лекции по хроносемантике. – М.:

ИМЕДИС, 2004. – 276 с.

3. Стороженко Ю.А., Мхитарян К.Н. Структурный конституциональный

делюзионный тест: Методические указания. – М.: ИМЕДИС, 2007.

4. Кудаев А.Е., Мхитарян К.Н., Ходарева Н.К. Многоуровневая

системная терапия нацеленными энергоинформационными препаратами и

Системными Духовными Адаптантами. – Т.: ООО «Издательство Лукоморье»,

2005. – 128 с.

5. Сидоренко Е.В. Методы математической обработки в психологии. –

СПб.: ООО «Речь», 2000. – 350 с., ил.

6. Дубров А.П., Ли А.Г. Современные проблемы парапсихологии. – М.:

Изд.-во Фонда парапсихологии им. Л.Л. Васильева, 1998. – 256 с. ил.