Métodos para identificar o limiar anaeróbio em indivíduos com diabete tipo 2 e em indivíduos não-diabéticos

FUNDAMENTO: Apesar de o limiar anaeróbio (LAn) ser utilizado na avaliação funcional de diferentes populações, estudos comparando métodos para sua identificação em diabéticos tipo-2 tem sido pouco realizados. OBJETIVO: Comparar protocolos de identificação do LAn em indivíduos diabéticos tipo 2 e em não-diabéticos, e analisar respostas relacionadas ao equilíbrio ácido-básico em intensidades relativas ao LAn. MÉTODOS: Diabéticos tipo 2 (n=10; 54,5±9,5 anos; 30,1±5,0 kg/m²) e jovens não-diabéticos (n=10; 36,6±12,8 anos; 23,9±5,0 kg/m²) realizaram teste incremental (TI) em ciclo ergômetro. O aumento desproporcional no equivalente ventilatório de oxigênio (VE/VO2) e lactatemia ([lac]) identificaram intensidades (Watts-W) correspondentes aos limiares ventilatório (LV) e de lactato (LL), respectivamente. A intensidade correspondente à menor glicemia ([glic]) foi considerada limiar glicêmico individual (LGI). O LAn também foi determinado por ajuste polinomial das razões VE/Watts (LV VE/W) e [lac]/Watts (LL[lac]/W), as quais identificaram intensidades acima das quais um aumento desproporcional na VE e [lac] ocorreram. RESULTADOS: Não foram observadas diferenças entre LL, LV, LG, LL[lac]/W e LV VE/W em diabéticos (85,0±32,1; 88,0±31,7; 86,0±33,8; 82,0±20,9 e 90,2±22,2W) e não-diabéticos (139,0±39,0; 133,0±42,7; 140,8±36,4; 122,7±44,3 e 133,0±39,1W). Contudo os valores de LAn diferiram significativamente entre grupos (p<0.001). A técnica de Bland-Altman confirmou concordância entre os protocolos. Reduções significativas no pH e pCO2 em paralelo a um aumento na [lac], pO2 e VE foram observadas em intensidades supra limiares. CONCLUSÃO: Os protocolos apresentaram, para ambos os grupos estudados, concordância na identificação do LAn, que se mostrou como uma intensidade de exercício acima da qual ocorre perda de equilíbrio ácido-básico.

Pressão arterial obtida pelos métodos oscilométrico e auscultatório antes e após exercício em idosos

FUNDAMENTO: Diferentes métodos de medida da pressão arterial (PA) têm sido utilizados em avaliações clínicas e científicas. Entretanto, os métodos empregados apresentam limitações e particularidades a serem consideradas. OBJETIVO: Avaliar se valores semelhantes de PA são obtidos em idosos hipertensos submetidos ao exercício resistido, ao usarem-se os métodos oscilométrico (Omron-HEM-431) e auscultatório (esfigmomanômetro de mercúrio). MÉTODOS: Dezesseis idosos hipertensos realizaram três sessões experimentais randomizadas com diferentes volumes: as sessões controle (C: 40 minutos), exercício 1 (E1: 20 minutos) e exercício 2 (E2: 40 minutos). A PA foi medida simultaneamente pelos dois métodos, a cada 5 minutos durante 20 minutos antes das sessões e durante 60 minutos após as mesmas. RESULTADOS: No período pré-intervenção houve boa concordância entre as medidas da pressão arterial sistólica (PAS) e diastólica (PAD) obtidas pelos dois métodos, havendo também elevada concordância geral após as sessões (Coeficiente de Lin = 0,82 e 0,81, respectivamente). Houve melhor concordância da PAD após a sessão controle do que após as sessões de exercício. A diferença entre as medidas obtidas entre os dois métodos foi maior para a PAD do que para a PAS após todas as sessões (p < 0.001). Independentemente do método, pode-se verificar a queda da PAS e da PAD que ocorreram nos primeiros 60 minutos após a realização dos exercícios. CONCLUSÃO: Os métodos auscultatório e oscilométrico foram concordantes antes e após as sessões controle e de exercícios, havendo, no entanto, maiores diferenças da PAD do que da PAS, sendo esta última muito semelhante entre métodos.

Racionalidade e métodos: registro da prática clínica em pacientes de alto risco cardiovascular

FUNDAMENTO: Até o momento, nenhum registro brasileiro foi desenhado para documentar a prática clínica em relação ao atendimento de pacientes de alto risco cardiovascular em uma representativa e ampla amostra de centros investigadores, incluindo hospitais públicos e privados em âmbito nacional. Sendo assim, este estudo permitirá identificar os hiatos na incorporação de intervenções com benefício comprovado em nosso meio. OBJETIVO: Elaborar um registro dedicado à aferição da prática clínica brasileira no que se refere ao atendimento do paciente cardiovascular classificado como de alto risco. MÉTODOS: Estudo observacional do tipo registro, prospectivo, visando documentar a prática clínica atual aplicada a nível ambulatorial para pacientes de alto risco cardiovascular, classificados quando da presença de uma das variáveis: evidência de doença arterial coronariana, doença cerebrovascular, vascular periférica, em diabéticos ou não diabéticos; ou na presença de pelo menos três dos seguintes fatores de risco cardiovascular: hipertensão arterial sistêmica, tabagismo ativo, dislipidemia, idade superior a 70 anos, nefropatia crônica, história familiar de doença arterial coronariana e ou doença carotídea assintomática. Os pacientes serão coletados em 43 centros de todas as regiões brasileiras, incluindo hospitais públicos e privados, assim como em unidades básicas de atendimento a saúde, e revisados clinicamente até um ano após a inclusão. RESULTADOS: Os resultados serão apresentados um ano após o início da coleta (setembro de 2011), e consolidados, após a reunião da população e dos objetivos almejados posteriormente. CONCLUSÃO: A análise deste registro multicêntrico permitirá projetar uma perspectiva horizontal do tratamento dos pacientes acometidos da doença cardiovascular no Brasil.

Racionalidade e métodos do registro ACCEPT - Registro Brasileiro da Prática Clínica nas Síndromes Coronarianas Agudas da Sociedade Brasileira de Cardiologia

FUNDAMENTO: Aferição da prática clínica brasileira em pacientes com síndrome coronariana aguda, em hospitais públicos e privados, permitirá identificar os hiatos na incorporação de intervenções clínicas com benefício comprovado. OBJETIVO: Elaborar um registro de pacientes portadores do diagnóstico de síndrome coronariana aguda para aferir dados demográficos, morbidade, mortalidade e prática padrão no atendimento desta afecção. Ademais, avaliar a prescrição de intervenções baseadas em evidências, como a aspirina, estatinas, betabloqueadores e reperfusão, dentre outras. MÉTODOS: Estudo observacional do tipo registro, prospectivo, visando documentar a prática clínica hospitalar da síndrome coronária aguda, efetivada em hospitais públicos e privados brasileiros. Adicionalmente, serão realizados seguimento longitudinal até a alta hospitalar e aferição da mortalidade e ocorrência de eventos graves aos 30 dias, 6 e 12 meses. RESULTADOS: Os resultados serão apresentados um ano após o início da coleta (setembro de 2011) e consolidados após a reunião da população e dos objetivos posteriormente almejados. CONCLUSÃO: A análise desse registro multicêntrico permitirá projetar uma perspectiva horizontal do tratamento dos pacientes acometidos da síndrome coronariana aguda no Brasil.

Comparação entre métodos de avaliação da modulação vagal cardíaca

FUNDAMENTO: Diversos métodos têm sido utilizados para avaliar a modulação vagal cardíaca; entretanto, há lacunas quanto a associação e acurácia desses métodos. OBJETIVO: Investigar a associação entre três métodos válidos, reprodutíveis e comumente utilizados para avaliação da modulação vagal cardíaca, e comparar as suas acurácias. MÉTODOS: Trinta homens saudáveis (23 ± 4 anos) e 15 homens com coronariopatia (61 ± 10 anos) foram avaliados em ordem contrabalanceada pela Variabilidade da Frequência Cardíaca (VFC; variáveis: domínio do tempo = pNN50, DPNN e RMSSD, domínio da frequência = AF ms² e AF u.n.), Arritmia Sinusal Respiratória (ASR) e Teste de Exercício de 4 segundos (T4s). RESULTADOS: Indivíduos saudáveis apresentaram maior modulação vagal nos três métodos (p < 0,05). No grupo saudável houve correlação (p < 0,05) entre os resultados da VFC (pNN50 e DPNN) e da ASR, mas não houve correlação entre o T4s e os outros dois métodos estudados. No grupo com coronariopatia houve correlação entre os resultados da VFC (pNN50, DPNN, RMSSD, AF ms² e AF u.n.) e da ASR. Em adição, houve correlação entre o T4s e a ASR. Por fim, os métodos ASR e T4s apresentaram tamanho do efeito mais preciso e melhor acurácia (p < 0,05) comparados à VFC. CONCLUSÃO: A VFC e a ASR geraram resultados parcialmente redundantes em indivíduos saudáveis e em pacientes com coronariopatia, enquanto o T4s gerou resultados complementares a VFC e ASR em indivíduos saudáveis. Além disso, os métodos ASR e T4s foram mais precisos para discriminar a modulação vagal cardíaca entre indivíduos saudáveis e pacientes com coronariopatia comparados à VFC.

Avaliação hemodinâmica na insuficiência cardíaca: papel do exame físico e dos métodos não invasivos

Entre as doenças cardiovasculares, a insuficiência cardíaca (IC) apresenta elevada taxa de internação hospitalar, morbidade e mortalidade, consumindo grandes recursos financeiros do sistema de saúde no Brasil e em outros países. A correta determinação das pressões de enchimento do ventrículo esquerdo, por avaliação invasiva ou não invasiva, é fundamental para o adequado tratamento dos pacientes com IC crônica descompensada, considerando que a congestão é o principal fator determinante dos sintomas e da hospitalização. O exame físico tem se mostrado inadequado para prever o padrão hemodinâmico. Vários estudos sugerem que a concordância em achados de exame físico por diferentes médicos é pequena e que, por fim, as próprias alterações fisiológicas adaptativas na IC crônica mascaram importantes aspectos do exame físico. Como a avaliação clínica falha em prever a hemodinâmica e pelo fato de a utilização do cateter de Swan-Ganz de rotina não ser recomendada para esse fim em pacientes com IC, métodos de avaliação hemodinâmica não invasivos, como o BNP, o ecocardiograma e a bioimpedância cardiográfica, vêm sendo crescentemente utilizados. O presente trabalho tem por objetivo realizar, para o clínico, uma revisão da função de cada uma dessas ferramentas, na definição da condição hemodinâmica em que se encontram os pacientes com IC descompensada, visando a um tratamento mais racional e individualizado.

InsCor: um método simples e acurado para avaliação do risco em cirurgia cardíaca

FUNDAMENTO: Escores de risco apresentam dificuldades para obter o mesmo desempenho em diferentes populações. OBJETIVO: Criar um modelo simples e acurado para avaliação do risco nos pacientes operados de doença coronariana e/ou valvar no Instituto do Coração da Universidade de São Paulo (InCor-HCFMUSP). MÉTODOS: Entre 2007 e 2009, 3.000 pacientes foram operados consecutivamente de doença coronariana e/ou valvar no InCor-HCFMUSP. Desse registro, dados de 2/3 dos pacientes foram utilizados para desenvolvimento do modelo (técnica de bootstrap) e de 1/3 para validação interna do modelo. O desempenho do modelo (InsCor) foi comparado aos complexos 2000 Bernstein-Parsonnet (2000BP) e EuroSCORE (ES). RESULTADOS: Apenas 10 variáveis foram selecionadas: Idade > 70 anos; sexo feminino; cirurgia de revascularização coronariana + valva; infarto de miocárdio < 90 dias; reoperação; tratamento cirúrgico da valva aórtica; tratamento cirúrgico da valva tricúspide; creatinina < 2mg/dL; fração de ejeção < 30%; e eventos. O teste de Hosmer Lemeshow para o InsCor foi de 0,184, indicando uma excelente calibração. A área abaixo da curva ROC foi de 0,79 para o InsCor, 0,81 para o ES e 0,82 para o 2000BP, confirmando que os modelos são bons e similares na discriminação. CONCLUSÕES: O InsCor e o ES tiveram melhor desempenho que o 2000BP em todas as fases da validação; pórem o novo modelo, além de se identificar com os fatores de risco locais, é mais simples e objetivo para a predição de mortalidade nos pacientes operados de doença coronariana e/ou valvar no InCor-HCFMUSP.

Racionalidade e métodos: estudo BREATHE - I registro brasileiro de insuficiência cardíaca

FUNDAMENTO: Diversos registros locais buscam de forma isolada retratar características clínicas de pacientes internados com Insuficiência Cardíaca (IC) em hospitais e comunidades brasileiras. De forma geral, a análise desses dados sugere que existam diferenças importantes na etiologia, nos fatores de descompensação, no tratamento e no prognóstico de pacientes com IC nas diferentes regiões brasileiras. OBJETIVOS: Avaliar as características demográficas, clínicas, prognósticas de 1.200 pacientes admitidos com diagnóstico clínico de insuficiência cardíaca descompensada em um grupo de 60 hospitais representativos das diferentes regiões brasileiras. MÉTODOS: Estudo observacional transversal (registro) com seguimento longitudinal de doze meses (visitas de admissão, alta hospitalar, três meses, seis meses e doze meses após inclusão), em que pacientes admitidos em hospitais da rede pública e privada com quadro clínico primariamente de IC definida serão estudados. RESULTADOS: Os resultados serão apresentados logo após o término da coleta, avaliação da qualidade e análise estatística dos dados. CONCLUSÕES: A análise dos resultados deste registro multicêntrico permitirá um planejamento mais adequado do aporte de recursos financeiros, pessoais e tecnológicos para a área da saúde, bem como o planejamento de medidas preventivas mais eficazes na IC descompensada.

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.

Estudo comparativo entre métodos de contrôle quantitativo da produção leiteira

This paper deals with the estimation of milk production by means of weekly, biweekly, bimonthly observations and also by method known as 6-5-8, where one observation is taken at the 6th week of lactation, another at 5th month and a third one at the 8th month. The data studied were obtained from 72 lactations of the Holstein Friesian breed of the "Escola Superior de Agricultura "Luiz de Queiroz" (Piracicaba), S. Paulo, Brazil), being 6 calvings on each month of year and also 12 first calvings, 12 second calvings, and so on, up to the sixth. The authors criticize the use of "maximum error" to be found in papers dealing with this subject, and also the use of mean deviation. The former is completely supersed and unadvisable and latter, although equivalent, to a certain extent, to the usual standard deviation, has only 87,6% of its efficiency, according to KENDALL (9, pp. 130-131, 10, pp. 6-7). The data obtained were compared with the actual production, obtained by daily control and the deviations observed were studied. Their means and standard deviations are given on the table IV. Inspite of BOX's recent results (11) showing that with equal numbers in all classes a certain inequality of varinces is not important, the autors separated the methods, before carrying out the analysis of variance, thus avoiding to put together methods with too different standard deviations. We compared the three first methods, to begin with (Table VI). Then we carried out the analysis with the four first methods. (Table VII). Finally we compared the two last methods. (Table VIII). These analysis of variance compare the arithmetic means of the deviations by the methods studied, and this is equivalent to compare their biases. So we conclude tht season of calving and order of calving do not effect the biases, and the methods themselves do not differ from this view point, with the exception of method 6-5-8. Another method of attack, maybe preferrable, would be to compare the estimates of the biases with their expected mean under the null hypothesis (zero) by the t-test. We have: 1) Weekley control: t = x - 0/c(x) = 8,59 - 0/ = 1,56 2) Biweekly control: t = 11,20 - 0/6,21= 1,80 3) Monthly control: t = 7,17 - 0/9,48 = 0,76 4) Bimonthly control: t = - 4,66 - 0/17,56 = -0,26 5) Method 6-5-8 t = 144,89 - 0/22,41 = 6,46*** We denote above by three asterisks, significance the 0,1% level of probability. In this way we should conclude that the weekly, biweekly, monthly and bimonthly methods of control may be assumed to be unbiased. The 6-5-8 method is proved to be positively biased, and here the bias equals 5,9% of the mean milk production. The precision of the methods studied may be judged by their standard deviations, or by intervals covering, with a certain probability (95% for example), the deviation x corresponding to an estimate obtained by cne of the methods studied. Since the difference x - x, where x is the mean of the 72 deviations obtained for each method, has a t distribution with mean zero and estimate of standard deviation. s(x - x) = √1+ 1/72 . s = 1.007. s , and the limit of t for the 5% probability, level with 71 degrees of freedom is 1.99, then the interval to be considered is given by x ± 1.99 x 1.007 s = x ± 2.00. s The intervals thus calculated are given on the table IX.

A determinação do fósforo em fertilizantes pelos métodos espectrofotométrico e colorimétrico diferenciais do ácido fosfovanadomolíbdico

O presente trabalho relata a determinação do P2O5 em fertilizantes simples e em misturas, pelos métodos, espectrofotométrico (espectrofotômetro Beckman, modelo B) diferencial do ácido fosfovánadomólíbdico e pelo método volumétrico alcalimétrico (fosfomolibdato de amônio). Relata também a determinação do P2O5 solúvel em solução de ácido cítrico a 2% nos mesmos materiais, pelos métodos espectrofotométrico e colorimétrico (Klett-Summerson) dif erenciais e volumétrico. Os dados obtidos permitem afirmar que os métodos espectrofotométrico e colorimétrico diferenciais são precisos e muito mais simples e rápidos que o método volumétrico. Considerando-se que os métodos espectrofotométrico e colorimétrico são mais simples, e rápidos que o método volumétrico e que êste está mais sujeito à erros devido às operações de precipitação, filtração, lavagem do precipitado, etc, pode-se adotar os dois primeiros em substituição ao método volumétrico de determinação do P2O5 total e solúvel em solução de ácido cítrico a 2%, em fertilizantes fosfatados, simples e em misturas.