Uso de digital em idosos admitidos em unidade de geriatria de um hospital geral

OBJETVO: Detectar a freqüência da prescrição do digital, assim como as suas indicações, em idosos admitidos em unidade de geriatria de um hospital geral. MÉTODOS: Foram investigados, consecutivamente, 130 pacientes não selecionados, de ambos os sexos (100 mulheres e 30 homens), com idades > ou = 65 (média 80±9) anos. Os pacientes foram avaliados através de exame clínico completo, rotina básica de sangue, radiografia simples de tórax, eletrocardiograma e ecocardiograma Doppler. Baseados na avaliação clínica e exames complementares, o uso do digital foi considerado adequado, questionável ou inadequado. RESULTADOS: Estavam em uso de digital 27,6% dos pacientes. A indicação foi considerada adequada em 36,1%, questionável em 11,1% e inadequada em 52,7%. CONCLUSÃO: Uma alta prevalência de prescrição do digital foi detectada nos idosos admitidos, sendo que a maior parte a adotava por razões consideradas inadequadas ou questionáveis. Devido ao risco aumentado de intoxicação digitálica nessa faixa etária, a droga deveria ser prescrita sob indicações mais criteriosas.

Fatores prognósticos de sobrevida pós-reanimação cardiorrespiratória cerebral em hospital geral

OBJETIVO: Analisar as características clínicas e demográficas dos pacientes que receberam reanimação cardiorrespiratória e detectar fatores prognósticos de sobrevivência a curto e longo prazo. MÉTODOS: Analisamos, prospectivamente, 452 pacientes que receberam reanimação em hospitais gerais de Salvador. Utilizou-se análise uni, bivariada e estratificada nas associações entre as variáveis e a curva de sobrevida de Kaplan-Meier e a regressão de Cox para análise de nove anos de evolução. RESULTADOS: A idade variou de 14 a 93 anos, media de 54,11 anos; predominou o sexo masculino; metade dos pacientes tinha ao menos uma doença de base, enfermidade cardiovascular foi etiologia responsável em metade dos casos. Parada cardíaca foi testemunhada em 77% dos casos e em apenas 69% dos pacientes foi iniciada imediatamente a reanimação. O ritmo cardíaco inicial não foi diagnosticado em 59% dos pacientes. Assistolia foi o ritmo mais freqüente (42%), seguida de arritmia ventricular (35%). A sobrevida imediata foi de 24% e sobrevida à alta hospitalar de 5%. Foram identificados como fatores prognósticos em curto prazo: etiologia da parada; diagnóstico do ritmo cardíaco inicial; fibrilação ou taquicardia ventricular como mecanismo de parada; tempo estimado préreanimação menor ou igual a 5 minutos e, tempo de reanimação menor ou igual a 15 minutos. Os fatores prognósticos de sobrevivência em nove anos de evolução foram: não ter recebido epinefrina; ser reanimado em hospital privado e tempo de reanimação menor ou igual a 15 minutos. CONCLUSÃO: Os dados observados podem servir de subsídios para os profissionais de saúde decidir quando iniciar ou parar uma reanimação no ambiente hospitalar.

Avaliação do conhecimento geral de médicos emergencistas de hospitais de Salvador - Bahia sobre o atendimento de vítimas com parada cardiorrespiratória

OBJETIVO: Identificar a proporção de médicos emergencistas com habilitação em cursos de imersão (SAVC - Suporte Avançado de Vida em Cardiologia e SAVT - Suporte Avançado de Vida no Trauma), relacionando variáveis: idade, sexo, especialidade médica, titulação e tipo de hospital com o grau de conhecimento teórico no atendimento de vítimas de parada cardiorrespiratória. MÉTODOS: Foram avaliados de forma consecutiva, de novembro/2003 a julho/2004, os emergencistas de hospitais públicos e privados da cidade de Salvador - Bahia, que voluntariamente aceitaram participar do estudo. Esses responderam a um questionário construído de informações das variáveis de interesse: perfil do profissional, realização ou não dos cursos de imersão SAVC e SAVT, avaliação cognitiva com 22 questões objetivas sobre ressuscitação cardiopulmonar. Calculou-se para cada participante um valor de acertos indicado como variável escore. Esse questionário foi validado a partir do resultado do escore dos instrutores do curso SAVC em Salvador - BA. RESULTADOS: Dos 305 médicos que responderam ao questionário, 83 (27,2%) haviam realizado o curso SAVC, tendo como média da variável escore o valor de 14,9+3,0, comparada com os 215 médicos (70,5%) que não o haviam feito e cuja média foi de 10,5+3,5 (p=0,0001). A média do escore dos 65 cardiologistas (21,5%) foi de 14,1+3,3, comparada com os 238 médicos (78,5%) que eram de outras especialidades, com média de 9,7+3,7(p=0,0001). Não foi identificada diferença da média do escore entre os médicos que haviam ou não realizado o curso SAVT (p=0,67). CONCLUSÃO: Na amostra avaliada, o conhecimento teórico sobre ressucitação cárdio-pulmonar (RCP) foi superior naqueles profissionais que realizaram o SAVC, diferente do que ocorreu naqueles que realizaram o SAVT. Os especialistas em Cardiologia que realizaram o SAVC demonstraram um conhecimento teórico superior, sobre o atendimento de vítimas de parada cárdio-respiratória (PCR), quando comparado com as demais especialidades avaliadas em conjunto - Clínica Médica, Cirurgia e Ortopedia.

Cirurgia da endocardite em valva aórtica: opção para tratamento de abscesso aórtico

FUNDAMENTO: A grande diversidade de apresentações anatômicas encontradas em pacientes com endocardite infecciosa, especialmente nos que desenvolvem abscessos do anel aórtico ou fistulas intracardíacas, tem sido um complicador para o tratamento cirúrgico dessa doença. Por esse motivo, os cirurgiões têm desenvolvido opções táticas para sua correção. A consciência geral de que a retirada do tecido infectado promove uma limpeza radical, o aparecimento de colas biológicas que facilitam o fechamento dos abscessos e o surgimento de novos substitutos valvares melhoraram o resultado do tratamento. OBJETIVO: Demonstrar mais uma opção no tratamento do abscesso aórtico, para casos selecionados, tubo valvulado em posição infra-coronariana. MÉTODOS: Empreendemos a técnica em três pacientes: em dois, empregamos tubo valvulado com prótese mecânica, e em um, com prótese biológica. Dois pacientes necessitaram procedimentos associados com troca da valva mitral em um deles e plástica da valva tricúspide no outro. Todos eram reoperações de próteses em posição aórtica. RESULTADOS: A evolução cirúrgica e pós-operatória imediata foi satisfatória com os três recebendo alta da Unidade de Terapia Intensiva para o quarto. Um dos pacientes evoluiu para óbito durante a internação em razão de co-morbidades graves que já apresentava no pré-operatório, relacionadas a varizes de esôfago e comprometimento hepático. Os outros dois apresentam boa evolução no pós-operatório tardio. CONCLUSÃO: Acreditamos que essa opção seja mais uma alternativa para o tratamento de abscessos com grande comprometimento de estruturas do anel aórtico e da continuidade mitro-aórtica.

A dieta com baixo teor de sódio é de fato indicada para todos os pacientes com insuficiência cardíaca estável?

FUNDAMENTO: Embora uma dietahipossódica seja indicada para a insuficiência cardíaca IC, não há evidência de que esta restrição seja benéfica para todos os pacientes. OBJETIVO: Estudar prospectivamente os efeitos agudos de uma dieta hipossódica em pacientes (pcs) com insuficiência cardíaca (IC). Métodos: Cinqüenta pacientes ambulatoriais estáveis, com IC leve a moderada, que relataram consumir previamente 6,6 g sal/dia foram estudados. Na Fase 1, todos os pcs foram submetidos a uma dieta com 2 g de sal durante 7 dias, seguido por randomização em dois subgrupos (fase 2), para receber 6 g de sal/dia (subgrupo 1) ou 2 g de sal/dia, por 7 dias (subgrupo II). RESULTADOS: Fase 1: a dieta com 2 g de sal/dia reduziu o índice de massa corporal (IMC), sódio plasmático e sódio urinário, consumo de proteína, ferro, zinco, selênio e vitamina B12; aumentou os níveis plasmáticos de norepinefrina, nitrato, aldosterona sérica, e melhorou a qualidade de vida. Fase 2: para pcs com IMC baixo, o uso de 6 g de sal/dia diminuiu de forma aguda os níveis de norepinefrina, albumina e colesterol no plasma. Nenhuma diferença foi encontrada em pcs com IMC mais alto. CONCLUSÃO: A dieta com 2g de sal /dia para pcs com IC aumentou a ativação neuro-hormonal associada à progressão da IC. O IMC pode influenciar a resposta da ativação neurohormonal em uma dieta hipossódica na IC. Futuros estudos para testar a restrição à ingestão de sal por períodos mais longos são recomendados.

Espectro óculo-aurículo-vertebral em pacientes com defeitos cardíacos congênitos

FUNDAMENTO: Há poucos estudos avaliando a frequência do espectro óculo-aurículo-vertebral (EOAV) nos pacientes com defeitos cardíacos congênitos (DCC). OBJETIVO: Verificar a frequência do EOAV em uma amostra de pacientes com malformações cardíacas graves. MÉTODOS: Avaliamos uma coorte prospectiva de pacientes com DCC, admitidos em uma unidade de terapia intensiva (UTI) cardiopediátrica no Brasil. O diagnóstico de EOAV foi feito com base em dados clínicos, considerando critérios padrões. Os pacientes que preenchiam esses critérios foram submetidos ao cariótipo de alta resolução com bandamento GTG e hibridização fluorescente in situ para a microdeleção 22q11.2. O teste exato de Fisher (P < 0,05) foi usado para as análises estatísticas. RESULTADOS: Durante o período de avaliação, 330 pacientes foram hospitalizados pela primeira vez na UTI, mas trinta deles não participaram deste estudo. Dos 300 pacientes que constituíram a amostragem final, o EOAV foi verificado em três casos (1%). Todos apresentaram estudos citogenéticos normais. CONCLUSÃO: O EOAV parece ser uma condição frequente em pacientes com DCC. Contudo, não podemos excluir a possibilidade de que a frequência de EOAV encontrada em nosso estudo possa ter sido subestimada devido à baixa taxa de detecção pré-natal de DCC e ao acesso limitado dos pacientes ao tratamento médico apropriado em nosso meio. Estudos prospectivos futuros com critérios clínicos bem definidos e pacientes com defeitos leves e graves serão importantes para avaliar o papel do EOAV na população em geral de indivíduos com malformações cardíacas.

Determinantes prognósticos de pacientes com insuficiência cardíaca sistólica crônica secundária à hipertensão arterial sistêmica

FUNDAMENTO: A Hipertensão Arterial Sistêmica (HAS) é importante causa de Insuficiência Cardíaca sistólica Crônica (ICC) em países em desenvolvimento. Seria necessário conhecerem-se os fatores de predição de mortalidade para pacientes com essa condição clínica para melhor tratamento científico. OBJETIVO: Determinar os fatores de risco de mortalidade geral em pacientes com ICC secundária à HAS na era moderna do tratamento da ICC por disfunção sistólica do ventrículo esquerdo. MÉTODOS: Todos os pacientes rotineira e prospectivamente tratados na Clínica de Cardiomiopatia em nossa instituição de janeiro de 2000 a abril de 2008 com o diagnóstico de ICC secundária à HAS foram selecionados para o estudo. O modelo de riscos proporcionais de Cox foi utilizado para o estabelecimento de fatores de predição independentes de mortalidade geral. RESULTADOS: Cento e trinta pacientes foram estudados; 74 (57%) eram homens. Trinta e um (24%) pacientes faleceram; cinco (4%) submeteram-se a transplante cardíaco; e 94 (72%) estavam vivos ao final do estudo. A probabilidade de sobrevivência aos 12, 24, 36, 48 e 60 meses foi de 96%, 93%, 84%, 79% e 76%, respectivamente. Idade (Razão de Riscos = 1,05, Intervalo de Confiança 95% de 1,01 a 1,08, p = 0,01), dimensão diastólica do ventrículo esquerdo (Razão de Riscos = 1,08; Intervalo de Confiança 95% de 1,02 a 1,09; p = 0,003) e terapia com betabloqueador (Razão de Riscos = 0,41; Intervalo de Confiança 95% de 0,19 a 0,86; p = 0,02) foram os fatores de predição independentes de mortalidade geral. CONCLUSÃO: Idade, dimensão diastólica do ventrículo esquerdo e não uso de betabloqueador são fatores de predição independentes de mortalidade geral em pacientes com ICC sistólica secundária à HAS na população estudada.

Qualidade de Vida de pacientes hipertensos e comparação entre dois instrumentos de medida de QVRS

FUNDAMENTO: Medir Qualidade de Vida (QV) relacionada à saúde auxilia na avaliação da eficiência de um tratamento e identifica problemas de maior impacto na QV do paciente. No entanto, essas medidas são mais seguras se avaliadas por instrumentos genéricos e específicos conjuntamente, fazendo-se necessário verificar se há compatibilidade entre esses e evitar repetições e contradições entre os domínios. OBJETIVO: Descrever o perfil de qualidade de vida de pacientes hipertensos e avaliar a compatibilidade de um instrumento específico (MINICHAL) e outro genérico (SF-36). MÉTODOS: Cem pacientes hipertensos adultos em tratamento ambulatorial entrevistados. A média da QVRS medida pelo MINICHAL foi de 6,64 (DP 6,04) no estado mental e média de 5,03 (DP 4,11) no estado manifestações somáticas. As médias para o instrumento SF-36 foram por ordem de classificação: limitação por aspectos físicos 47,3 (DP 42,9), vitalidade 57,4 (DP 19,7), limitação por aspectos emocionais 58 (DP 44,7), capacidade funcional 58,7 (DP 27,8), dor 60,4 (DP 26,3), estado geral de saúde 60,7 (DP 22,7), saúde mental 66,8 (DP 22,1) e aspectos sociais 78 (DP 26,1). RESULTADOS: O MINICHAL apresentou correlação significativa (p < 0,001) com o SF-36 em todos os domínios. CONCLUSÃO: O MINICHAL provou ser um instrumento útil na avaliação da QVRS em pacientes hipertensos. (Arq Bras Cardiol. 2012; [online].ahead print, PP.0-0)

A influência da hipertensão arterial na qualidade de vida

FUNDAMENTO: A Hipertensão Arterial Sistêmica (HAS) é um dos principais fatores de risco cardiovascular e de alta prevalência em quase todos os países. Estudos mostram o efeito negativo da HAS na qualidade de vida relacionada à saúde. OBJETIVO: Avaliar a Qualidade de Vida de pacientes hipertensos comparando com a população geral. MÉTODOS: Avaliados 333 indivíduos de ambos os sexos, maiores que 18 anos, divididos em Grupo Estudo, composto de 246 pacientes hipertensos sob tratamento em serviço multiprofissional e Grupo Controle, formado por 87 indivíduos normotensos da comunidade. Aplicaram-se a ambos os grupos, questionário sociodemográfico e o SF-36 de qualidade de vida. Para a análise estatística, utilizados os testes qui-quadrado, de Kolmogorov-Smirnov, de Mann Whitney U, de Kruskal-Wallis e análise multivariada. Os dados foram analisados pelo programa SPSS e valores de p < 0,05 considerados significantes. RESULTADOS: Os grupos foram homogêneos em relação à idade, ao sexo, à etnia, à escolaridade e ao estado civil. Observou-se que os indivíduos normotensos apresentaram melhor qualidade de vida relacionada à saúde quando foram comparados aos hipertensos. CONCLUSÃO: A hipertensão arterial, embora considerada entidade clínica, na maioria das vezes, silenciosa, interfere negativamente na qualidade de vida de seus portadores.

Pressao arterial elevada em criancas e sua correlacao com tres definicoes de obesidade infantil

FUNDAMENTO: Diversos autores correlacionaram o aumento do risco cardiovascular com o estado nutricional, porém existem diferentes critérios para a classificação de sobrepeso e obesidade em crianças. Objetivos: Avaliar o desempenho de três critérios de classificação nutricional em crianças, como definidores da presença de obesidade e preditores de níveis pressóricos elevados em escolares. MÉTODOS: Oitocentas e dezessete crianças de 6 a 13 anos matriculadas em escolas públicas do município de Vila Velha (ES) foram submetidas a avaliação antropométrica e de pressão arterial. A classificação quanto ao estado nutricional foi estabelecida mediante dois critérios internacionais (CDC/NCHS 2000 e IOTF 2000) e um critério brasileiro (Conde e Monteiro 2006). RESULTADOS: A prevalência de excesso de peso foi maior quando utilizado o critério de Conde e Monteiro (27%), e menor pelo critério do IOTF (15%). Pressão arterial elevada foi observada em 7,3% das crianças. Identificou-se forte associação entre a presença de excesso de peso e a ocorrência de níveis pressóricos elevados, independentemente do critério utilizado (p < 0,001). O critério que demonstrou maior sensibilidade em prever PA elevada foi o de Conde e Monteiro (44%), enquanto o de maior especificidade (94%), além de maior acurácia geral (63%), foi o do CDC. CONCLUSÕES: A prevalência de excesso de peso em crianças brasileiras é maior quando utilizado o critério de classificação de Conde e Monteiro, e menor quando utilizado o critério do IOTF. O critério de classificação brasileiro demonstrou ser o mais sensível como preditor de risco de PA elevada nessa amostra.

Tempo de Exercicio como Indicador de Controle de Qualidade em Servicos de Ergometria

Fundamento: A busca pela qualidade exige ferramentas de avaliação nas diversas subdivisões de um complexo de saúde. Na medicina diagnóstica eles são escassos e em ergometria não foram encontradas sugestões de indicadores. Objetivo: Estabelecer indicador para controle de qualidade em ergometria baseado nas III Diretrizes da Sociedade Brasileira de Cardiologia Sobre Teste Ergométrico; verificar o percentual dos testes que apresentaram o indicador dentro da conformidade em dois serviços de uma mesma instituição, antes e após a publicação do documento. Métodos: Foi realizada análise crítica das diretrizes em busca de indicador que apresentasse: exatidão, confiabilidade, simplicidade, validade, sensibilidade e capacidade de medir quantitativamente as variações no comportamento dos critérios de qualidade e que fosse aplicável a todos os testes. O indicador foi aplicado nos testes de 2010, anterior à publicação e 2011, depois que ele foi adotado, por dois serviços de uma mesma instituição. Resultados: O indicador que preencheu os critérios foi o de percentual de exames ergométricos com duração do exercício entre 8 e 12 minutos. Nos anos 2010 e 2011, respectivamente, os percentuais de testes ergométricos dentro da conformidade foram 85,5% e 86,1% (p = 0,068) no Hospital Geral, e 81,5% e 85,7% (p < 0,001) no Serviço de Avaliação Periódica de Saúde. Conclusão: O tempo do exercício entre 8 e 12 minutos pode ser utilizado como critério de qualidade em ergometria e nos serviços onde ele foi aplicado, pelo menos 80% dos testes ergométricos estiveram conformes.

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.