Sobre o uso de métodos qualitativos em Saúde Coletiva, ou a falta que faz uma teoria

O artigo problematiza certos usos de métodos qualitativos no campo da saúde coletiva que se caracterizam pela ausência de referências teóricas e escamoteiam a racionalidade presente na sua exclusiva utilização como técnica. A proliferação e aceitação desses estudos possivelmente ocorrem pela força da racionalidade instrumental com que têm sido conduzidos. Freqüentemente vistos de maneira cuidadosa, os resultados nem sempre são secundados pela apresentação criteriosa do quadro teórico que fundamenta a interpretação. O uso de técnicas "validadas", os discursos construídos e as narrativas das ações dos "sujeitos" pesquisados não comprometem o pesquisador na relação, já que prescindem da contextualização histórico-espacial e do marco teórico-metodológico que imprimem sentido histórico e social aos estudos.

Instrumento mensurador de adesão para hipertensos: contribuição da Teoria da Resposta ao Item

OBJETIVO: Analisar instrumento de medição da adesão ao tratamento da hipertensão por meio da "Teoria da Resposta ao Item".MÉTODOS: Estudo analítico com 406 hipertensos com complicações associadas, atendidos na atenção básica em Fortaleza, CE, 2011, pela "Teoria da Resposta ao Item". As etapas de execução foram: teste de dimensionalidade, calibração dos itens; tratamento dos dados e construção da escala, analisadas com base no modelo de resposta gradual. Estudo da dimensionalidade do instrumento foi feito pela análise da matriz de correlação policórica e análise fatorial de informação completa. Utilizou-se o software Multilog para calibração dos itens e estimação dos escores.RESULTADOS: Os itens referentes ao tratamento medicamentoso foram os mais diretamente relacionados à adesão, enquanto aqueles referentes ao tratamento não medicamentoso precisam ser reformulados, pois possuíram menor quantidade de informação psicométrica e baixa discriminação. A independência dos itens, o reduzido número de níveis da escala e as baixas variâncias explicadas no ajuste dos modelos mostraram as principais fragilidades do instrumento analisado. A "Teoria da Resposta ao Item" mostrou-se relevante para análise, pois avaliou o respondente quanto à adesão ao tratamento da hipertensão, ao nível de dificuldade dos itens e à sua capacidade de discriminação entre indivíduos com diferentes níveis de adesão, o que gerou maior quantidade de informação.CONCLUSÕES: O instrumento analisado é limitado para medir a adesão ao tratamento da hipertensão, mediante análise pela "Teoria da Resposta ao Item", e necessita de ajustes. A adequada formulação dos itens é importante para medir precisamente o traço latente desejado.

Tendências de índices de extremos climáticos para a região de Manaus-AM

Foram estudadas tendências nos índices de extremos climáticos baseados em dados de precipitação para três estações localizadas em Manaus e na região circunvizinha para o período de 1971-2007. Baseado nos resultados obtidos pode ser observado que houve aumento da precipitação total anual sobre a região estudada. A estação localizada na zona urbana de Manaus (INMET) teve aumento, com significância estatística, dos eventos de precipitação iguais ou superiores a 50 mm (R50mm), na precipitação máxima acumulada em cinco dias consecutivos (Rx5day) e nos dias úmidos (R95p), indicando que Manaus poderá sofrer com o aumento das chuvas extremas. Aumento das anomalias positivas de TSM no Oceano Pacífico Equatorial leva a um aumento dos dias consecutivos secos e diminuição dos eventos extremos de chuva e da precipitação total sobre a bacia amazônica. As anomalias positivas de TSM no Oceano Atlântico Sul induz o deslocamento da ZCIT mais ao sul do Equador levando a um aumento da precipitação sobre a região de Manaus. Os resultados obtidos aqui têm potencial para possíveis previsões das características da precipitação em Manaus.

Teoria e eficácia da terapia comportamental dialética na bulimia nervosa e no transtorno da compulsão alimentar periódica

OBJETIVOS: Procura-se analisar as atuais evidências empíricas e teóricas sobre o modo de operar nas intervenções comportamentais dialéticas. Procedeu-se igualmente à análise da eficácia dessa terapia no tratamento da bulimia nervosa e no transtorno da compulsão alimentar periódica. MÉTODO: Realizou-se uma revisão agregativa da literatura, recorrendo às palavras-chave "dialectical behavior therapy", "bulimia nervosa" e "binge eating disorder" nas bases de dados PsycInfo e MedLine e em livros da especialidade, sob o critério da atualidade e premência das publicações levantadas. RESULTADOS: A terapia comportamental dialética, inicialmente desenhada para o transtorno de personalidade borderline, tem-se estendido a outros transtornos do eixo I. Sua aplicação às perturbações alimentares sustentase num paradigma dialético com o recurso das estratégias comportamentais e cognitivas. Esse modelo permite aos pacientes uma regulação mais efetiva dos estados afetivos negativos, reduzindo a probabilidade da ocorrência de comportamentos bulímicos e de compulsão alimentar periódica. CONCLUSÃO: Embora escasseiem estudos sobre a sua eficácia, os resultados existentes parecem comprovar a eficácia da terapia comportamental dialética nas populações descritas.

Valores de pressão arterial e suas associações com fatores de risco cardiovasculares em servidores da Universidade de Brasília

OBJETIVO: Verificar e classificar, de acordo com o JNC 7, os níveis de pressão arterial dos servidores acima de quarenta anos da Universidade de Brasília, e estimar a prevalência de fatores de risco cardiovasculares presentes em tal população. MÉTODOS: Foi realizado um estudo transversal na Universidade de Brasília, onde os servidores acima de quarenta anos responderam a um questionário e tiveram pressão arterial, peso e altura medidos. Os níveis de pressão arterial foram classificados de acordo com o JNC 7 e os dados demográficos dos indivíduos de cada categoria foram analisados. A porcentagem dos fatores de risco foi calculada. A análise estatística foi feita através do teste ANOVA e do teste qui-quadrado, quando aplicável. RESULTADOS: Setecentos e quatro servidores participaram do estudo, incluindo 438 homens e 266 mulheres. A mediana de idade foi 47 anos. Segundo o JNC 7, 139 (19,8%) pessoas foram classificadas como normotensas; 298 (42,3%) como pré-hipertensas e 267 (37,9%) como hipertensas. Os fatores de risco avaliados foram sobrepeso/obesidade (56,8%), tabagismo (19,5%), consumo de bebidas alcoólicas (53,6%), sedentarismo (48,4%) e hipertensão (37,9%). CONCLUSÃO: A alta freqüência de níveis pressóricos elevados e fatores de risco cardiovasculares apontam para a necessidade de medidas preventivas e terapêuticas de doenças cardiovasculares direcionadas aos servidores da universidade.

Curvas de percentis de valores normais de medidas ecocardiográficas em crianças eutróficas procedentes da região centro-sul do Estado de São Paulo

OBJETIVO: Avaliar os valores de medidas ecocardiográficas em crianças eutróficas sem cardiopatia, relacionando-os com a superfície corporal (SC, m²), e construir curvas de percentis que relacionem as variáveis ecocardiográficas estudadas com a SC. MÉTODOS: Foram analisadas medidas ecocardiográficas unidimensionais de crianças entre 1 e 144 meses de idade. Avaliaram-se: diâmetros diastólicos dos ventrículos direito (VDd, mm) e esquerdo (VEd, mm), sistólico do VE (VEs, mm), da via de saída do VD (VSVD, mm), da aorta (DAo, mm) e do átrio esquerdo (DAE, mm); fração de ejeção do VE (FEVE, %); porcentagem da variação do diâmetro ventricular esquerdo (deltaVE, %); espessura diastólica do septo interventricular (ESIV, mm) e da parede posterior do VE (EPPVE, mm); massa (MVE, g) e índice de massa muscular do VE (IMVE, g/m²). RESULTADOS: Ao final do estudo, 595 crianças (326 do sexo masculino) foram avaliadas. Os valores das medidas ecocardiográficas apresentaram boa correlação com a SC e possibilitaram a construção de curvas de percentis (3%, 25%, 50%, 75% e 97%). Diferenças estatisticamente significantes, entre os sexos, foram evidenciadas para as variáveis VEs, VEd, VSVD, DAo, MVE e IMVE, sendo os maiores valores observados em crianças do sexo masculino. CONCLUSÃO: As curvas de percentis dos valores obtidas podem ser utilizadas como referência para a avaliação de crianças com suspeita de cardiopatia ou para o acompanhamento daquelas já diagnosticadas como cardiopatas ou em tratamento com agentes potencialmente cardiotóxicos.

Freqüência cardíaca máxima em idosas brasileiras: uma comparação entre valores medidos e previstos

OBJETIVO: O presente estudo objetivou comparar os valores de freqüência cardíaca máxima (FCmáx) medidos durante um teste de esforço progressivo (TEP), com os obtidos através de equações de predição, em idosas brasileiras. MÉTODOS: Um TEP máximo sob o protocolo modificado de Bruce, realizado em esteira, foi utilizado para obtenção dos valores de referência da freqüência cardíaca máxima (FCmáx), em 93 mulheres idosas (67,1±5,16 anos). Os valores obtidos foram comparados aos estimados pelas equações "220 - idade" e a de Tanaka e cols., através da ANOVA, para amostras repetidas. A correlação e a concordância entre os valores medidos e os estimados foram testadas. Adicionalmente, a correlação entre os valores de FCmáx medidos e a idade das voluntárias foi examinada. RESULTADOS: Os resultados foram os seguintes: 1) a média da FCmáx atingida no TEP foi de 145,5±12,5 batimentos por minuto (bpm); 2) as equações "220 - idade" e a de Tanaka e cols. (2001) superestimaram significativamente (p < 0,001) a FCmáx por uma diferença média de 7,4 e 15,5 bpm, respectivamente; 3) a idade se relacionou significativamente (p < 0,001) e inversamente com a FCmáx medida. CONCLUSÃO: Baseado nesses resultados, pode-se concluir que ambas as equações de predição da FCmáx superestimam significativamente os valores obtidos durante um TEP máximo em brasileiras idosas, fato que pode ter implicações relevantes ao se prescrever intensidade de exercícios para essa população. Foi também observado que a FCmáx relacionou-se inversamente com a idade das voluntárias, sugerindo que a reserva cronotrópica continua a declinar após os 60 anos de idade.

Valores de referência de medidas ecocardiográficas em amostra da população brasileira adulta assintomática

OBJETIVO: Determinar as medidas ecocardiográficas de referência das cavidades cardíacas, da massa e dos índices de massa do ventrículo esquerdo (VE) em amostra da população adulta assintomática. MÉTODOS: Estudo observacional realizado em amostra aleatória da população da cidade de Vitória, Brasil. Foi realizado ecocardiograma transtorácico em 295 indivíduos voluntários (61,7% mulheres), sem história pregressa de doença cardiovascular. Os diâmetros dos ventrículos, a espessura do septo interventricular e da parede posterior do VE, a massa e os índices de massa VE e os diâmetros da aorta e do átrio esquerdo foram avaliados por ecocardiograma unidimensional. As medidas foram descritas por média e desvio padrão, por percentis, com intervalo de confiança de 95%. RESULTADOS: Sexo e idade influenciaram discretamente os valores ecocardiográficos. Em geral, os valores das medidas cardíacas foram maiores no sexo masculino. A espessura da parede posterior, os índices de massa corrigidos pela altura e o diâmetro diastólico foram influenciados pela idade. Os valores de percentil de 95% de septo interventricular e parede posterior do VE para homens foram 9,9 mm e 9,6 mm, respectivamente, e 9,3 mm para septo e parede posterior para mulheres. CONCLUSÃO: Os valores do percentil de 95% do septo interventricular e da parede posterior e, conseqüentemente, de massa ventricular esquerda absoluta e indexada encontrados em nosso estudo na população de Vitória são inferiores aos valores encontrados em estudos prévios. Nesse aspecto, os resultados deste estudo serão úteis como referência, pois estão de acordo com os novos limites sugeridos na literatura para o diagnóstico ecocardiográfico de hipertrofia ventricular esquerda.

Avaliação da flexibilidade: valores normativos do flexiteste dos 5 aos 91 anos de idade

FUNDAMENTO: O exercício físico é um instrumento de promoção de saúde e sua prescrição deve ser baseada em evidências científicas. A flexibilidade é um dos principais componentes da aptidão física, está relacionada ao desempenho e à saúde, e é definida como a amplitude máxima passiva fisiológica de um dado movimento articular. Considerando sua especificidade, a avaliação da flexibilidade deve contemplar diversos movimentos. Introduzido em 1980 e com a publicação de mapas redesenhados em 1986, o Flexiteste consiste na avaliação da mobilidade em uma escala de 0 a 4. Pela soma dos resultados da mobilidade de cada um dos vinte movimentos articulares testados, é possível obter um escore global denominado Flexíndice. OBJETIVO: Apresentar valores normativos atualizados do Flexiteste. MÉTODOS: Este trabalho baseia-se em dados de 4.711 indivíduos não-atletas (2.943 homens e 1.768 mulheres) com idade entre 5 e 91 anos. Todos os dados foram colhidos por avaliadores experientes e cerca de 70% deles pelo próprio autor do método. RESULTADOS: Considerando a distribuição não-paramétrica e a heterocedasticidade dos dados, optou-se por trabalhar com tabela de percentis para faixas etárias separadas por gêneros. O Flexíndice diminui com a idade, e os resultados femininos medianos são superiores aos masculinos para a mesma idade desde a infância, o que se acentua com o desenvolvimento físico e, posteriormente, com o envelhecimento. CONCLUSÃO: Esses dados normativos contribuem para o melhor conhecimento do comportamento da flexibilidade com a idade e o gênero, e favorecerão os profissionais que avaliam a flexibilidade na sua prática profissional.

Análise dos valores SUS para a revascularização miocárdica percutânea completa em multiarteriais

FUNDAMENTO: O Sistema Único de Saúde (SUS) estabelece que a angioplastia coronariana com o implante de duplo stent não deve exceder 20% das angioplastias, resultando na necessidade de escalonar a maioria dos procedimentos nos pacientes com doença multiarterial. OBJETIVO: O objetivo do presente estudo foi avaliar os valores remunerados pelo SUS para a obtenção da revascularização miocárdica percutânea completa em pacientes do SUS com doença multiarterial relacionados ao número de procedimentos necessários e de stents implantados. MÉTODOS: Foram incluídos 141 pacientes com doença coronariana multiarterial, submetidos à revascularização completa com sucesso pelo implante de stent, com coronariografia aos 6 meses pós-implante. A revascularização completa foi definida como o tratamento percutâneo de todas as lesões com percentual de estenose > 70%, em vasos com diâmetro > 2 mm. Para análise dos custos, foram considerados os valores da Tabela SIH/SUS de R$ 2.263,77 para o procedimento e R$ 2.034,23 por stent implantado. RESULTADOS: No período de 07/2006 a 12/2007 foram implantados 416 stents em 141 pacientes. A idade média foi de 59,7 ± 9,9 anos, com predomínio do sexo masculino (68,1%). O número de vasos foi 356 e o número de lesões 416. Para a obtenção da revascularização completa pelo implante de stent coronáriano foi necessário o escalonamento em até 4 procedimentos. O tempo médio entre a 1ª e 2ª, 2ª e 3ª e 3ª e 4ª angioplastias foi de 45,8 ± 37,7, 55,4 ± 55,3 e 33,5 ± 19,1 dias, respectivamente. CONCLUSÃO: A revascularização percutânea completa em pacientes do SUS com doença coronariana multiarterial, realizada em sua grande maioria de forma escalonada, ocasiona considerável elevação de gastos públicos devido ao aumento do número de procedimentos.

Valores de referência para o teste cardiopulmonar para homens e mulheres sedentários e ativos

FUNDAMENTO: Os valores de referência de teste cardiopulmonar (TCP) disponíveis no Brasil foram derivados de cicloergômetro, em população sedentária e relativamente pequena. OBJETIVO: Fornecer valores de referência para o TCP em brasileiros de ambos os sexos, sedentários e ativos. MÉTODOS: ENtre 2006 e 2008, 3.992 TCP de indivíduos saudáveis foram selecionados de nosso laboratório. Atletas, fumantes, portadores de qualquer patologia conhecida, usuários de medicação contínua e obesos foram excluídos. VO2 pico foi considerado VO2 máx. Analisamos também VO2 de limiar anaeróbico, ventilação máxima e pulso de oxigênio de acordo com sexo, faixa etária, sedentários e ativos. As faixas etárias foram assim divididas: G1 (15-24 anos), G2 (25-34), G3 (35-44), G4 (45-54), G5 (55-64) e G6 (65-74). RESULTADOS: De acordo com as faixas etárias, os valores médios de VO2 em ml/kg/min com os respectivos desvios-padrão foram: Homem ativo: G1-50,6 ± 7,3; G2-47,4 ± 7,4; G3-45,4 ± 6,8; G4-40,5 ± 6,5; G5-35,3 ± 6,2; G6-30,0 ± 6,1. Mulher ativa: G1-38,9 ± 5,7; G2-38,1 ± 6,6; G3-34,9 ± 5,9; G4-31,1 ± 5,4; G5-28,6 ± 6,1; G6-25,1 ± 4,4. Homem sedentário: G1-47,4 ± 7,9; G2-41,9 ± 7,2; G3-39,0 ± 6,8; G4-35,6 ± 7,7; G5-30,0 ± 6,3; G6-23,1 ± 6,3. Mulher sedentária: G1-35,6 ± 5,7; G2-34,0 ± 4,8; G3-30,0 ± 5,4; G4-27,2 ± 5,0; G5-23,9 ± 4,2; G6-21,2 ± 3,4. CONCLUSÃO: ESte artigo fornece valores de referência de VO2 máx, entre outros parâmetros, no Teste Cardiopulmonar realizados na esteira ergométrica em indivíduos de ambos os sexos, ativos e sedentários.

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.