Distribuições diamétricas daFloresta Tropical úmida em uma área no município de Itacoatiara-AM

Foram estudadas as funções de distribuição Beta, Gama e Weibull em dez hectares de floresta tropical úmida de terra-firme da Madeireira Dois Mil, localizada no município de Itacoatiara, Amazonas, Brasil. Foram medidas todas as árvores com DAP 20 cm num total de 2.035 indivíduos. Para avaliar a função que melhor ajustou a distribuição de diâmetros nesta floresta foi utilizado o teste de Kolmogorov-Smirnov e a Análise gráfica dos resíduos. O menor valor de "D" do teste Kolmogorov-Smirnov foi encontrado para a função Weibull, seguido da função Beta e por último da função Gama. As funções Weibull e Beta foram significativas ao nível de 5% de probabilidade pelo teste de Kolmogorov-Smirnov, mas a Gama foi não significativa. Pela análise gráfica dos resíduos foi encontrado também melhor resultado para a função Weibull, pois não apresentou pontos discrepantes, ocorrendo para todas as classes uma variância uniforme dos pontos em torno da linha. Desta forma, a função Weibull foi a que apresentou melhor ajuste. A função Beta pode ser utilizada, porém para algumas classes podem ocorrer subestimativas. A função Gama não é recomendada.

As distribuições do acaso

1) Chamamos um desvio relativo simples o quociente de um desvio, isto é, de uma diferença entre uma variável e sua média ou outro valor ideal, e o seu erro standard. D= v-v/ δ ou D = v-v2/δ Num desvio composto nós reunimos vários desvios de acordo com a equação: D = + Σ (v - 2)²: o o = o1/ o o Todo desvio relativo é caracterizado por dois graus de liberdade (número de variáveis livres) que indicam de quantas observações foi calculado o numerador (grau de liberdade nf1 ou simplesmente n2) e o denominador (grau de liberdade nf2 ou simplesmente n2). 2) Explicamos em detalhe que a chamada distribuição normal ou de OAUSS é apenas um caso especial que nós encontramos quando o erro standard do dividendo do desvio relativo é calculado de um número bem grande de observações ou determinado por uma fórmula teórica. Para provar este ponto foi demonstrado que a distribuição de GAUSS pode ser derivada da distribuição binomial quando o expoente desta torna-se igual a infinito (Fig.1). 3) Assim torna-se evidente que um estudo detalhado da variação do erro standard é necessário. Mostramos rapidamente que, depois de tentativas preliminares de LEXIS e HELMERT, a solução foi achada pelos estatísticos da escola londrina: KARL PEARSON, o autor anônimo conhecido pelo nome de STUDENT e finalmente R. A. FISHER. 4) Devemos hoje distinguir quatro tipos diferentes de dis- tribuições de acaso dos desvios relativos, em dependência de combinação dos graus de liberdade n1 e n2. Distribuição de: fisher 1 < nf1 < infinito 1 < nf2 < infinito ( formula 9-1) Pearson 1 < nf1 < infinito nf 2= infinito ( formula 3-2) Student nf2 = 1 1 < nf2= infinito ( formula 3-3) Gauss nf1 = 1 nf2= infinito ( formula 3-4) As formas das curvas (Fig. 2) e as fórmulas matemáticas dos quatro tipos de distribuição são amplamente discutidas, bem como os valores das suas constantes e de ordenadas especiais. 5) As distribuições de GAUSS e de STUDENT (Figs. 2 e 5) que correspondem a variação de desvios simples são sempre simétricas e atingem o seu máximo para a abcissa D = O, sendo o valor da ordenada correspondente igual ao valor da constante da distribuição, k1 e k2 respectivamente. 6) As distribuições de PEARSON e FISHER (Fig. 2) correspondentes à variação de desvios compostos, são descontínuas para o valor D = O, existindo sempre duas curvas isoladas, uma à direita e outra à esquerda do valor zero da abcissa. As curvas são assimétricas (Figs. 6 a 9), tornando-se mais e mais simétricas para os valores elevados dos graus de liberdade. 7) A natureza dos limites de probabilidade é discutida. Explicámos porque usam-se em geral os limites bilaterais para as distribuições de STUDENT e GAUSS e os limites unilaterais superiores para as distribuições de PEARSON e FISHER (Figs. 3 e 4). Para o cálculo dos limites deve-se então lembrar que o desvio simples, D = (v - v) : o tem o sinal positivo ou negativo, de modo que é em geral necessário determinar os limites bilaterais em ambos os lados da curva (GAUSS e STUDENT). Os desvios relativos compostos da forma D = O1 : o2 não têm sinal determinado, devendo desprezar-se os sinais. Em geral consideramos apenas o caso o1 ser maior do que o2 e os limites se determinam apenas na extremidade da curva que corresponde a valores maiores do que 1. (Limites unilaterais superiores das distribuições de PEARSON e FISHER). Quando a natureza dos dados indica a possibilidade de aparecerem tanto valores de o(maiores como menores do que o2,devemos usar os limites bilaterais, correspondendo os limites unilaterais de 5%, 1% e 0,1% de probabilidade, correspondendo a limites bilaterais de 10%, 2% e 0,2%. 8) As relações matemáticas das fórmulas das quatro distribuições são amplamente discutidas, como também a sua transformação de uma para outra quando fazemos as necessárias alterações nos graus de liberdade. Estas transformações provam matematicamente que todas as quatro distribuições de acaso formam um conjunto. Foi demonstrado matematicamente que a fórmula das distribuições de FISHER representa o caso geral de variação de acaso de um desvio relativo, se nós extendermos a sua definição desde nfl = 1 até infinito e desde nf2 = 1 até infinito. 9) Existe apenas uma distribuição de GAUSS; podemos calcular uma curva para cada combinação imaginável de graus de liberdade para as outras três distribuições. Porém, é matematicamente evidente que nos aproximamos a distribuições limitantes quando os valores dos graus de liberdade se aproximam ao valor infinito. Partindo de fórmulas com área unidade e usando o erro standard como unidade da abcissa, chegamos às seguintes transformações: a) A distribuição de STUDENT (Fig. 5) passa a distribuição de GAUSS quando o grau de liberdade n2 se aproxima ao valor infinito. Como aproximação ao infinito, suficiente na prática, podemos aceitar valores maiores do que n2 = 30. b) A distribuição de PEARSON (Fig. 6) passa para uma de GAUSS com média zero e erro standard unidade quando nl é igual a 1. Quando de outro lado, nl torna-se muito grande, a distribuição de PEARSON podia ser substituída por uma distribuição modificada de GAUSS, com média igual ale unidade da abcissa igual a 1 : V2 n 1 . Para fins práticos, valores de nl maiores do que 30 são em geral uma aproximação suficiente ao infinito. c) Os limites da distribuição de FISHER são um pouco mais difíceis para definir. I) Em primeiro lugar foram estudadas as distribuições com n1 = n2 = n e verificamos (Figs. 7 e 8) que aproximamo-nos a uma distribuição, transformada de GAUSS com média 1 e erro standard l : Vn, quando o valor cresce até o infinito. Como aproximação satisfatória podemos considerar nl = n2 = 100, ou já nl =r n2 - 50 (Fig. 8) II) Quando n1 e n2 diferem (Fig. 9) podemos distinguir dois casos: Se n1 é pequeno e n2 maior do que 100 podemos substituir a distribuição de FISHER pela distribuição correspondente de PEARSON. (Fig. 9, parte superior). Se porém n1é maior do que 50 e n2 maior do que 100, ou vice-versa, atingimos uma distribuição modificada de GAUSS com média 1 e erro standard 1: 2n1 n3 n1 + n2 10) As definições matemáticas e os limites de probabilidade para as diferentes distribuições de acaso são dadas em geral na literatura em formas bem diversas, usando-se diferentes sistemas de abcissas. Com referência às distribuições de FISHER, foi usado por este autor, inicialmente, o logarítmo natural do desvio relativo, como abcissa. SNEDECOR (1937) emprega o quadrado dos desvios relativos e BRIEGER (1937) o desvio relativo próprio. As distribuições de PEARSON são empregadas para o X2 teste de PEARSON e FISHER, usando como abcissa os valores de x² = D². n1 Foi exposto o meu ponto de vista, que estas desigualdades trazem desvantagens na aplicação dos testes, pois atribui-se um peso diferente aos números analisados em cada teste, que são somas de desvios quadrados no X2 teste, somas des desvios quadrados divididos pelo grau de liberdade ou varianças no F-teste de SNEDECOR, desvios simples no t-teste de STUDENT, etc.. Uma tábua dos limites de probabilidade de desvios relativos foi publicada por mim (BRIEGER 1937) e uma tábua mais extensa será publicada em breve, contendo os limites unilaterais e bilaterais, tanto para as distribuições de STUDENT como de FISHER. 11) Num capítulo final são discutidas várias complicações que podem surgir na análise. Entre elas quero apenas citar alguns problemas. a) Quando comparamos o desvio de um valor e sua média, deveríamos corretamente empregar também os erros de ambos estes valores: D = u- u o2 +²5 Mas não podemos aqui imediatamente aplicar os limites de qualquer das distribuições do acaso discutidas acima. Em geral a variação de v, medida por o , segue uma distribuição de STUDENT e a variação da média V segue uma distribuição de GAUSS. O problema a ser solucionado é, como reunir os limites destas distribuições num só teste. A solução prática do caso é de considerar a média como uma constante, e aplicar diretamente os limites de probabilidade das dstribuições de STUDENT com o grau de liberdade do erro o. Mas este é apenas uma solução prática. O problema mesmo é, em parte, solucionado pelo teste de BEHRENDS. b) Um outro problema se apresenta no curso dos métodos chamados "analysis of variance" ou decomposição do erro. Supomos que nós queremos comparar uma média parcial va com a média geral v . Mas podemos calcular o erro desta média parcial, por dois processos, ou partindo do erro individual aa ou do erro "dentro" oD que é, como explicado acima, uma média balançada de todos os m erros individuais. O emprego deste último garante um teste mais satisfatório e severo, pois êle é baseado sempre num grau de liberdade bastante elevado. Teremos que aplicar dois testes em seguida: Em primeiro lugar devemos decidir se o erro ou difere do êrro dentro: D = δa/δ0 n1 = np/n2 m. n p Se este teste for significante, uma substituição de oa pelo oD não será admissível. Mas mesmo quando o resultado for insignificante, ainda não temos certeza sobre a identidade dos dois erros, pois pode ser que a diferença entre eles é pequena e os graus de liberdade não são suficientes para permitir o reconhecimento desta diferença como significante. Podemos então substituirmos oa por oD de modo que n2 = m : np: D = V a - v / δa Np n = 1 n2 = np passa para D = v = - v/ δ Np n = 1 n2 = m.n p as como podemos incluir neste último teste uma apreciação das nossas dúvidas sobre o teste anterior oa: oD ? A melhor solução prática me parece fazer uso da determinação de oD, que é provavelmente mais exata do que oa, mas usar os graus de liberdade do teste simples: np = 1 / n2 = np para deixar margem para as nossas dúvidas sobre a igualdade de oa a oD. Estes dois exemplos devem ser suficientes para demonstrar que apesar dos grandes progressos que nós podíamos registrar na teoria da variação do acaso, ainda existem problemas importantes a serem solucionados.

Comportamento de cafeeiros (Coffea arabica L. cv. mundo novo) oriundos de ecossistemas diversos, sob condições uniformes

Estudou-se o desempenho de cafeeiros (Coffea arabica L. cv. Mundo Novo) originários de quatro ecossistemas diferentes (sombra, meia sombra, pleno sol e casa de vegetação), quando submetidos a condições de campo. Realizaram-se avaliações da morfologia, desenvolvimento e produtividade biológica do cafeeiro. Efetuaram-se também determinações da nutrição mineral, infestação de pragas e solarização. O crescimento em altura revelou-se superior nas plantas originárias de casa de vegetação e meia sombra. O número de ramos mostrou-se mais elevado em cafeeiros provenientes de locais mais ensolarados, sendo que plantas originárias de locais mais sombreados apresentaram maior número de folhas por ramo. Nestes três parâmetros notou-se uma tendência de recuperação nas condições de campo em cafeeiros provenientes de sombra. O peso da matéria seca foliar revelou-se mais elevado em plantas oriundas de meia sombra e mais baixo naquelas provenientes de casa de vegetação, sendo que nos dois ocorreu adaptação às condições de campo num período de 75 dias. O peso da matéria seca do caule e das raízes mostrou-se mais alto nos cafeeiros originários de casa de vegetação, sendo que a melhor adaptação às condições uniformes também ocorreu com as plantas oriundas da sombra. Quanto ao aspecto nutricional, determinaram-se teores mais elevados de N foliar em plantas oriundas de pleno sol e níveis mais altos de P e Ca em cafeeiros originários de meia sombra. Esse tratamento promoveu também acúmulo de Zn no cafeeiro. O caule dos cafeeiros mostrou teores de nutrientes inferiores às folhas, exceto o nível mais alto de Zn e os níveis semelhantes de Cu. Plantas originárias de pleno sol apresentaram teores mais elevados de Ca e S. As raízes mostraram níveis de nutrientes superiores ao caule e inferiores às folhas, exceto no caso do Cu, Zn e Mn, que se revelaram mais altos no sistema radicular. O nível de infestação de Perileucoptera coffeclla mostrou-se mais elevado nas plantas provenientes de casa de vegetação, sendo que cafeeiros originários de locais sombreados revelaram-se pouco afetados. A infestação de Coccus viridis revelou-se sempre mais elevada em plantas provenientes de meia sombra. Cafeeiros oriundos de pleno sol e ca sa de vegetação não sofreram solarização, sendo que aqueles provenientes de meia sombra e sombra sofreram danos crescentes nas folhas. Sombreamento afetou o desenvolvimento dos cafeeiros em função de sua intensidade e interação com outros fatores bióticos e abióticos do ecossistema.

A erosividade das chuvas em Fortaleza (CE): I - distribuição, probabilidade de ocorrência e período de retorno - 1ª aproximação

A aplicação da Equação Universal de Perdas de Solo para previsão de perdas por erosão e para planejamento conservacionista requer a avaliação de valores locais de índices de erosividade da chuva. Visando contribuir para o conhecimento desses índices na zona litorânea do estado do Ceará, os objetivos do presente estudo foram: (a) determinar o fator R e os valores anuais do índice EI30, sua distribuição mensal, probabilidade de ocorrência e períodos de retorno em Fortaleza (CE) no período de 1962 a 1981, e (b) criar um banco de dados que permita, numa análise posterior, avaliar as correlações entre o índice EI30 e as chuvas mensais, com vistas em simplificar o cálculo desse índice e atualizar seus valores durante o período de 1982 a 2000. A energia cinética total, intensidades uniformes, intensidades máximas em 30 minutos e o índice EI30 em chuvas individuais foram determinados em 7.300 diagramas diários de pluviógrafo do período de 1962 a 1981, disponíveis na Estação Meteorológica da Universidade Federal do Ceará, em Fortaleza. Distribuições de freqüência dos valores máximos individuais e anuais do índice EI30 e seus períodos de retorno foram calculados e plotados em curvas de probabilidades de ocorrência desses valores. No período de 20 anos, o valor do fator R em Fortaleza foi de 6.774 com uma amplitude de 2.237 a 12.882 MJ mm (ha h ano)-1. Esse valor médio anual pode ocorrer ou ser superado pelo menos uma vez a cada 2,2 anos, com uma probabilidade de 46 %. Os valores individuais máximos estimados para os períodos de retorno de 2, 5, 20, 50 e 100 anos foram de 1.363, 2.415, 3.783, 5.950 e 8.000 MJ mm (ha h)-1, respectivamente. Nos meses de fevereiro a maio, são esperadas as mais altas perdas de solo e água, posto que 70 % do valor anual do índice de erosividade ocorre nesse período, quando é utilizado o preparo convencional do solo e a cobertura vegetal é incipiente.

Eficiência das funções weibull e hiperbólica para descrição de distribuições diamétricas de povoamentos de Tectona grandis

As funções de densidade probabilidade Weibull e Hiperbólica foram comparadas quanto a eficiência de descrever a estrutura diamétrica de povoamentos de Teca (Tectona grandis L. f.) submetidas a desbaste. As duas funções com três e quatro parâmetros, foram ajustadas com dados de 98 parcelas permanentes, retangulares (490 m²), instaladas em um povoamento desbastado de Tectona grandis, no Estado do Mato Grosso e medidas durante 10 anos. Os ajustes foram feitos por Máxima Verossimilhança e a aderência foi avaliada pelo teste Kolmogorov-Smirnorv (a = 1%). Também foram comparadas a soma de quadrados dos resíduos (SQR) dos diferentes ajustamentos. Todas as funções apresentaram aderência aos dados pelo teste de Kolmogorov-Smirnorv (a = 1%). A função hiperbólica apresentou menor soma de quadrados de resíduos e menores valores para o teste de aderência. Foi possível concluir que a função hiperbólica foi mais eficiente para descrever a estrutura diametrica dos povoamentos estudados.

Caracterização analítica e geométrica da metodologia geral de determinação de distribuições de Weibull para o regime eólico e suas aplicações

O regime eólico de uma região pode ser descrito por distribuição de frequências que fornecem informações e características extremamente necessárias para uma possível implantação de sistemas eólicos de captação de energia na região e consequentes aplicações no meio rural em regiões afastadas. Estas características, tais como a velocidade média anual, a variância das velocidades registradas e a densidade da potência eólica média horária, podem ser obtidas pela frequência de ocorrências de determinada velocidade, que por sua vez deve ser estudada através de expressões analíticas. A função analítica mais adequada para distribuições eólicas é a função de densidade de Weibull, que pode ser determinada por métodos numéricos e regressões lineares. O objetivo deste trabalho é caracterizar analítica e geometricamente todos os procedimentos metodológicos necessários para a realização de uma caracterização completa do regime eólico de uma região e suas aplicações na região de Botucatu - SP, visando a determinar o potencial energético para implementação de turbinas eólicas. Assim, foi possível estabelecer teoremas relacionados com a forma de caracterização do regime eólico, estabelecendo a metodologia concisa analiticamente para a definição dos parâmetros eólicos de qualquer região a ser estudada. Para o desenvolvimento desta pesquisa, utilizou-se um anemômetro da CAMPBELL.

Estratégias de seleção para germinação de sementes de cenoura em alta temperatura

Os cultivares do grupo Brasília apresentam boa adaptação às condições de cultivo durante o verão no Brasil. Entretanto, há necessidade de se fazer seleção para aumentar o potencial de germinação em temperatura elevada, propiciando economia de sementes e estandes mais uniformes, principalmente em regiões quentes do País. O objetivo deste trabalho foi definir estratégias para maximizar os ganhos na qualidade de sementes de cenoura utilizando-se famílias de meios-irmãos de população derivada do cultivar Brasília, avaliado quanto ao vigor e à germinação a 20 e 35ºC. Foram avaliadas sementes de 70 famílias de meios-irmãos de cenoura, utilizando-se delineamento em blocos casualizados, com quatro repetições de 50 sementes de cada família. Os dados obtidos foram submetidos a análises de variância, e estimadas a herdabilidade, a correlação entre os caracteres e os ganhos diretos com a seleção e por meio de índices de seleção. Vigor e germinação mostraram eficiência para diferenciar as famílias avaliadas a 20 e 35ºC. Os índices de seleção avaliados tiveram desempenho idêntico nas duas temperaturas testadas; sendo assim, a seleção pode ser feita com a utilização de qualquer um dos índices. A temperatura de 35ºC mostrou elevado ganho por seleção em relação a 20ºC.

Erosividade das chuvas e tempo de recorrência para Lavras, Minas Gerais

A erosividade das chuvas é um dos principais agentes causadores da erosão do solo, no sul de Minas Gerais. Por essa razão, objetivou-se, com este trabalho, aplicar cinco distribuições de probabilidades aos valores de erosividades, mensais e anual, e estimar o tempo de recorrência desses valores, com base na melhor distribuição de probabilidades ajustada para a região de Lavras, MG. A série de precipitações estudada foi de 1961 a 2004 e as distribuições de probabilidades utilizadas foram: Gumbel, Gama, Log-normal 2 e 3 parâmetros e Normal, ajustadas pelo método da Máxima Verossimilhança. Verificou-se que as distribuições Gama e Gumbel produziram o menor número de séries não adequadas, registrando-se apenas uma, para o mês de agosto. As demais distribuições produziram maiores números de séries não adequadas, especialmente, a distribuição Log-normal 2 parâmetros. Sendo assim, recomenda-se, para o cálculo de erosividade, que seja feita uma verificação prévia da melhor distribuição para cada período da série estudada, apesar de os dados apontarem um desempenho considerável da distribuição Gumbel.

Disposição espacial e injúrias da lagarta-do-cartucho Spodoptera frugiperda (J. E. Smith) (Lepidoptera: Noctuidae) em milho

O conhecimento dos padrões de dispersão populacional de Spodoptera frugiperda (J. E. Smith), a mais importante praga do milho, no Brasil, é fundamental para o estabelecimento de técnicas eficientes de monitoramento e manejo. Este trabalho objetivou conhecer a distribuição espacial da praga na cultura. A distribuição espacial foi avaliada em cinco campos experimentais, de um hectare cada, divididos em 100 unidades experimentais, onde se avaliaram de cinco a dez plantas por parcela. Foi testado o ajuste das frequências observadas às esperadas, de acordo com as distribuições de Poisson, Binomial Negativa e Binomial Positiva. Spodoptera frugiperda ocorreu em elevados índices populacionais na área amostral, com correlação significativa entre a nota de injúria 3 e o número de lagartas médias, o que também ocorreu para o número de plantas infestadas com pelo menos uma lagarta média. Não houve correlação significativa entre a nota de injúria 3 e lagartas pequenas. O modelo que melhor se aproximou dos dados de distribuição da oviposição foi a Binomial Positiva, enquanto a disposição espacial de lagartas, atacando a espiga, foi descrita como aleatória. O modelo de distribuição Binomial Positiva foi o que melhor representou a distribuição espacial da população de plantas infestadas; a distribuição das lagartas de tamanho médio teve padrão de distribuição agregada.

Influência das configurações organizacionais sobre valores no trabalho e preferências por recompensa

O artigo tem como objetivo identificar as similaridades e diferenças nos valores relacionados ao trabalho e preferências por recompensa entre diferentes configurações organizacionais, especificamente organizações privadas, públicas e de contextos mistos ou híbridos. Tendo como base pesquisa realizada no Brasil por Tamayo e Gondim (1996) sobre os valores e nos Estados Unidos por Wittmer (1991) sobre preferências por recompensa, as variáveis de interesse relacionaram-se a quatro categorias de valores associados ao trabalho: i) eficácia/eficiência, ii) sistema de gestão organizacional, iii) respeito ao empregado e iv) preferências por recompensa. O procedimento analítico adotado foi o da comparação das distribuições para os grupos, em cada categoria de análise, usando a análise da variância e confirmação pelo teste não paramétrico de Kruskal-Wallis. Foram encontradas diferenças significativas no nível de 5% apenas para dois itens relacionados à categoria sistema de gestão organizacional (respeito aos níveis de autoridade e à hierarquia, e cumprimento das tarefas dentro dos padrões da organização) para as respostas dos três grupos. Em relação à categoria preferências por recompensa, os resultados contrariam aqueles obtidos por Wittmer (1991) no contexto americano.

Anticorpos fixadores de complemento para o vírus respiratório sincicial e adenovírus e inibidores da hemaglutinação para os vírus parainfluenza 1, 2 e 3 numa população infantil brasileira

Apresentaram-se os resultados obtidos na pesquisa de anticorpos fixadores de complemento para o vírus respiratório sincicial e adenovírus, assim como de anticorpos inibidores da hemaglutinação para os vírus parainfluenza dos tipos 1, 2 e 3, num grupo de 972 crianças de idade compreendida entre 3 meses e 14 anos. A técnica de colheita de sangue foi a de embebição em papel de filtro. Do total de crianças examinadas, considerando o conjunto de todas as idades, 34,6% apresentavam anticorpos para o vírus respiratório sincicial; as porcentagens com anticorpos para adenovírus, parainfluenza 1, parainfluenza 2 e parainfluenza 3, foram respectivamente 47,7%, 46,8%, 54,1% e 66,6%. Foram estudadas as distribuições dos anticorpos em função da idade, do sexo e da localização do domicílio. Em relação aos dois últimos atributos obtiveram-se os seguintes resultados: dos indivíduos do sexo masculino, 32,3% apresentavam anticorpos contra o vírus respiratório sincicial, 49,2% contra adenovírus, 60,1%, 65,1% e 78,3%, respectivamente, contra os vírus parainfluenza 1, 2 e 3; nas crianças do sexo feminino as porcentagens de positividade encontradas foram, respectivamente, 37,4%, 45,9%, 31,1%, 41,2% e 52,9%; em relação à localização do domicílio, 44,8% do total de crianças da zona rural mostraram possuir anticorpos contra o vírus respiratório sincicial, 70,1% contra adenovírus, 43,8% contra vírus parainfluenza 1 e 46,8% e 65,4% contra os vírus parainfluenza dos tipos 2 e 3; as porcentagens de positividade na zona urbana foram, respectivamente, 30,5%, 38,7%, 47,9%, 57,1% e 67,1%.

CPO e MID: alguns resultados obtidos em meninos brancos, de 8 a 12 anos

São apresentados alguns dados sobre CPO e MID (Índice de ataque ao 1° molar permanente inferior direito). São estudadas as distribuições do MID e do CPO /MID = 0, ajustando-se a binomial e binomial negativa, respectivamente, tendo o teste de aderência acusado bom ajuste em 10 casos, dos 12 testados.

Distribuição das medidas de induração e eritema na prova tuberculínica: aplicação de um método gráfico de decomposição de uma distribuição de freqüências em componentes normais

O teste tuberculínico, segundo a técnica de Mantoux, pretende classificar as pessoas de acordo com o tamanho da reação provocada por uma única e especificada dose de tuberculina. Dados empíricos mostram que as medidas de tais reações, obtidas em populações genéricas, representam a mistura de distintos grupos componentes. Com a finalidade de separar tais grupos, objetivando a solução posterior do problema de classificação, foi utilizado um método gráfico de decomposição de uma distribuição de freqüências em componentes normais para decompor distribuições de freqüências de medidas de induração e eritema. A decomposição obtida permite verificar que o número de componentes que descreve a distribuição da variável induração não é o mesmo que para a variável eritema, para os dados considerados.

Classificação de pessoas na prova tuberculínica: aplicação de um modelo estatístico quando a distribuição de freqüências da induração é uma mistura de componentes normais

O problema de classificar pessoas de acordo com o tamanho da induração, na prova tuberculínica segundo a técnica de Mantoux, é resolvido, para um conjunto de dados obtidos em uma população genérica, utilizando-se o critério estatístico de "melhores regiões possíveis de classificação". São obtidas estimativas das probabilidades de classificação errada.