Cirurgia valvar mitral e da comunicação interatrial: abordagem minimamente invasiva ou por esternotomia

FUNDAMENTO: Para diminuir o trauma cirúrgico em procedimentos cardiovasculares, técnicas Minimamente Invasivas (MI) foram alternativamente introduzidas. OBJETIVO: Comparar o acesso cirúrgico MI com a Esternotomia Mediana (EM) para tratar a cardiopatia valvar mitral (VM) e a Comunicação Interatrial (CIA). MÉTODOS: Estudo prospectivo onde quarenta pacientes foram submetidos a cirurgia para correção de cardiopatia VM ou CIA. Foram divididos em: grupo A (GA) (n = 20), de acesso por minitoracotomia direita com videoassistência, e grupo B (GB) (n = 20), de acesso por EM. Comparamos: tempo de pinçamento aórtico e circulação extracorpórea, tempo de permanência na Unidade de Terapia Intensiva (UTI), tempo de hospitalização e morbidade. RESULTADOS: Quinze pacientes foram submetidos a procedimento VM e 5 a correção de CIA, em cada grupo. Houve nove trocas mitrais (sete bioprotéticas e duas mecânicas) e seis reconstruções no GA, e 10 trocas (todas bioprotéticas) e cinco reconstruções no GB. As médias de tempo de pinçamento aórtico e circulação extracorpórea, em minutos, foram 65,1 ± 29,3 no GA, e 50,2 ± 21,4 no GB (p = 0,074); e 91,8 ± 35 no GA, e 63,7 ± 27,3 no GB (p = 0,008). As médias de tempo de UTI, em horas, foram 51,7 ± 16,3 no GA, e 55,8 ± 17,5 no GB (p = 0,45). Os tempos de hospitalização, em dias, foram 5,2 ± 1 no GA, e 6,4 ± 1,5 no GB (p = 0,009). CONCLUSÃO: O acesso MI para correção da cardiopatia VM e da CIA implicaram em maior tempo de circulação extracorpórea para a finalização do procedimento principal sem, no entanto, afetar a recuperação do paciente. Os pacientes tratados de forma MI tiveram alta hospitalar mais cedo que os pacientes tratados com esternotomia.

Felipressina aumenta pressão arterial durante procedimento odontológico em pacientes hipertensos

FUNDAMENTO: A felipressina foi adicionada ao anestésico local para aumentar a duração do efeito anestésico e reduzir a toxicidade nos procedimentos dentários. No entanto, o efeito sobre a pressão arterial é incerta, e isso pode ser altamente relevante no tratamento dentário de pacientes hipertensos. OBJETIVO: Investigar o efeito da felipressina sobre a pressão arterial em pacientes hipertensos com pressão arterial controlada. MÉTODOS: Foram estudados 71 indivíduos com essas características e com necessidade de tratamento periodontal. Após 10 minutos de repouso, a anestesia local (prilocaína) foi infiltrada com e sem adição de felipressina. Em seguida, uma raspagem subgengival profunda foi realizada. A pressão arterial foi medida por um equipamento oscilométrico automático (DIXTAL DX2010). Dez minutos após a administração do anestésico, o pico de ação anestésica foi gravado. O Inventário de Ansiedade Traço-Estado (IDATE) foi utilizado para avaliar o traço de ansiedade nos pacientes. RESULTADOS: A pressão arterial sistólica aumentou após a anestesia, independentemente da associação com felipressina, durante todo o procedimento dentário (p < 0,05), e essa resposta pode ser explicada, pelo menos em parte, pelos níveis de traço de ansiedade dos indivíduos. No entanto, um aumento adicional na pressão arterial diastólica foi observado quando a prilocaína foi associada a felipressina (p < 0,05), mas essa resposta não se alterou com os níveis de traço de ansiedade. CONCLUSÃO: A felipressina aumentou a pressão arterial diastólica de pacientes hipertensos com pressão arterial controlada. Pacientes com traço de ansiedade elevado apresentaram aumento na pressão arterial sistólica em alguns procedimentos, sugerindo que um aumento da pressão arterial também pode estar relacionado ao medo ou à ansiedade.

Fechamento percutâneo versus cirúrgico da comunicação interatrial em crianças e adolescentes

FUNDAMENTO: Há uma paucidade de dados comparando o método percutâneo e o cirúrgico para tratamento da comunicação interatrial tipo ostium secundum. OBJETIVOS: Análise de segurança e eficácia comparando ambos os métodos de tratamento em um hospital de excelência com vínculo com o Ministério de Saúde. MÉTODOS: Estudo observacional, prospectivo, não randomizado de duas coortes de crianças e adolescentes < 14 anos tratadas por meio do cateterismo intervencionista (grupo A) ou da cirurgia cardíaca convencional (grupo B). A coleta dos dados foi prospectiva no grupo A e retrospectiva no B. RESULTADOS: De abr/2009 a out/2011 foram alocados 75 pts no grupo A e entre jan/2006 e jan/2011 foram tratados 105 pts no grupo B. A idade e o peso dos pacientes foram maiores no grupo B e o diâmetro da comunicação interatrial do tipo ostium secundum foi semelhante entre os grupos. Sucesso técnico foi observado em todos os procedimentos e não houve óbitos. Complicações (a maioria menores) foram encontradas em 68% no grupo B e em 4% do grupo A (p < 0,001). As taxas de fluxo residual não significativo ou de oclusão total do defeito foram semelhantes nos dois grupos. A mediana de internação foi de 1,2 dias após o procedimento percutâneo e 8,4 dias após a correção cirúrgica (p < 0,001). CONCLUSÃO: Ambos os tratamentos são seguros e eficazes com ótimos desfechos, porém o tratamento percutâneo apresenta menor morbidade e tempo de internação. Tais observações embasam a visão que essa forma de tratamento deve ser, hoje em dia, o método de escolha para pacientes selecionados com CIA do tipo ostium secundum.

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.

Valor prognóstico do fragmento N-terminal do peptídeo natriurético tipo B em cirurgia não-cardíaca

FUNDAMENTO: Já foi demonstrado o uso do NT-proBNP pré-operatório para prever resultado cardíaco adverso, embora estudos recentes tenham sugerido que a determinação do NT-proBNP pós-operatório possa fornecer um valor adicional em pacientes submetidos à cirurgia não cardíaca. OBJETIVO: Avaliar o valor prognóstico perioperatório do NT-proBNP em pacientes de intermediário e alto risco cardiovascular submetidos à cirurgia não cardíaca. MÉTODOS: Este estudo incluiu prospectivamente 145 pacientes com idade > 45 anos, com pelo menos um fator de risco do Índice de Risco Cardíaco Revisado e submetidos à cirurgia de médio ou alto risco não-cardíaca. Os níveis de NTproBNP foram medidos no pré e pós-operatório. Preditores cardíacos de curto prazo foram avaliados por modelos de regressão logística. RESULTADOS: Durante uma mediana de acompanhamento de 29 dias, 17 pacientes (11,7%) apresentaram eventos cardíacos adversos importantes (MACE - 14 infartos do miocárdio não fatais, 2 paradas cardíacas não-fatais e 3 mortes cardíacas). Os níveis ótimos de limiar discriminatório para o NT-proBNP pré e pós-operatório foram 917 e 2962 pg/ mL, respectivamente. O NT-proBNP pré e pós-operatório (OR = 4,7, IC 95%: 1,62-13,73, p = 0,005 e OR 4,5, IC 95%: 1,53-13,16, p = 0,006) foram associados de forma significativa com MACE (eventos cardíacos adversos maiores). O NTproBNP pré-operatório foi significativa e independentemente associado com eventos cardíacos adversos em análise de regressão multivariada (OR ajustado 4,2, IC 95%: 1,38-12,62, p = 0,011). CONCLUSÃO: O NT-proBNP é um importante marcador de curto prazo de eventos cardiovasculares perioperatórios em pacientes de alto risco. Os níveis pós-operatórios foram menos informativos do que os níveis pré-operatórios. Uma única medição de NT-proBNP pré-operatório deve ser considerada na avaliação de risco pré-operatório.

Ablação de arritmias por cateter com mapeamento eletroanatômico exclusivo: uma série de casos

FUNDAMENTO: A ablação por cateter possibilita tratamento curativo para diversas arritmias cardíacas. A fluoroscopia é utilizada para localizar e direcionar os cateteres aos pontos causadores de arritmias. Contudo, a fluoroscopia apresenta diversos riscos. O mapeamento eletroanatômico (MEA) apresenta imagem tridimensional sem utilizar raios X, reduzindo os riscos da fluoroscopia. OBJETIVO: Descrevemos uma série de pacientes nos quais foi realizada ablação de arritmias cardíacas com o uso exclusivo de MEA. MÉTODOS: Foram selecionados prospectivamente, de março de 2011 a março de 2012, pacientes com arritmias cardíacas refratárias ao tratamento farmacológico para realização de ablação de arritmias com o uso exclusivo de MEA. Não participaram aqueles com indicação de estudo eletrofisiológico diagnóstico e ablação de fibrilação atrial, taquiarritmias de átrio esquerdo e arritmia ventricular hemodinamicamente instável. Observamos tempo total de procedimento, taxa de sucesso, complicações e se ocorreu necessidade de uso de fluoroscopia durante o procedimento. RESULTADOS: Participaram 11 pacientes, sendo sete do sexo feminino (63%), com idade média de 50 anos (DP ± 16,5). As indicações dos procedimentos foram quatro casos (35%) de flutter atrial, três casos (27%) de síndrome de pré-excitação, dois casos (19%) de taquicardia supraventricular paroxística e dois casos (19%) de extrassístoles ventriculares. A média de duração do procedimento foi de 86,6 min (DP ± 26 min). O sucesso imediato (na alta hospitalar) do procedimento ocorreu em nove pacientes (81%). Não houve complicações durante os procedimentos. CONCLUSÃO: Neste estudo, foi demonstrado que é viável a realização de ablação de arritmias apenas com o uso do MEA, com resultados satisfatórios.

Estudantes de medicina ensinam ressuscitação cardiopulmonar a alunos do fundamental

FUNDAMENTO: Doenças do sistema circulatório são a causa mais comum de óbitos no Brasil. Devido ao fato de a população geral ser normalmente a primeira a identificar problemas relacionados ao sistema circulatório, é importante que ela seja treinada. No entanto, o treinamento é um desafio por causa do número de pessoas a serem treinadas e da manutenção do treinamento. OBJETIVOS: Avaliar a entrega do programa de treinamento de ressuscitação cardiopulmonar (RCP) ministrada por estudantes de medicina e avaliar o conhecimento prévio de RCP, além de retenção imediata e tardia de treinamento em RCP entre alunos do fundamental. MÉTODOS: Foram selecionadas duas escolas públicas e duas escolas privadas. O treinamento de RCP consistiu em uma vídeo-aula seguida de prática com bonecos, sob a supervisão de estudantes de medicina. Questionários de múltipla escolha foram fornecidos previamente, logo em seguida e 6 meses após o treinamento de RCP. As perguntas estavam relacionadas ao conhecimento geral, à sequência de procedimentos e ao método de administração de cada componente (ventilação, compressão torácica, e desfibrilação automática externa). Os instrutores realizaram uma discussão em grupo após as sessões para identificar os possíveis problemas encontrados. RESULTADOS: No total, 147 alunos concluíram o monitoramento de 6 meses. Os alunos de escola pública tinham menos conhecimento prévio, mas a diferença desapareceu logo após o treinamento. Após o período de 6 meses de monitoramento, esses alunos de escola pública demonstraram menor retenção. O principal problema encontrado foi ensinar a ressuscitação boca-a-boca. CONCLUSÕES: O método usado por estudantes de medicina para ensinar alunos do fundamental foi baseado na técnica do "ver e praticar". Este método foi eficaz na retenção imediata e tardia do conhecimento adquirido. A maior retenção de conhecimento entre os alunos de escola privada pode refletir fatores culturais.

Risco da radiação ionizante em mulheres férteis submetidas à ablação por radiofrequência

FUNDAMENTO: A Comissão Internacional de Radiologia indica rastreamento com teste de gravidez a todas pacientes do gênero feminino em período fértil que serão submetidas a exame radiológico. Sabe-se que a radiação é teratogênica e que seu efeito é cumulativo. O potencial teratogênico inicia-se com doses próximas às das utilizadas durante esses procedimentos. Não se sabe a prevalência de teste de gravidez positivo em pacientes submetidos a estudo eletrofisiológico e/ou à ablação por cateter em nosso meio. OBJETIVO: Avaliar a prevalência de teste de gravidez positivo em pacientes do gênero feminino encaminhadas para estudo eletrofisiológico e/ou ablação por radiofrequência. MÉTODOS: Estudo transversal com análise de 2.966 pacientes submetidos a estudo eletrofisiológico e/ou ablação por cateter, de junho 1997 a fevereiro 2013, no Instituto de Cardiologia do Rio Grande do Sul. Foram realizados 1.490 exames em mulheres sendo que, destas, 769 encontravam-se em idade fértil. Todas as pacientes foram rastreadas com teste de gravidez no dia anterior ao procedimento. RESULTADOS: Detectou-se positividade do teste em três pacientes, impossibilitando a realização do exame. Observou-se prevalência de 3,9 casos por 1.000 mulheres em idade fértil. CONCLUSÃO: Devido ao baixo custo e à segurança, indica-se a realização de teste de rastreamento para gravidez a todas pacientes em idade fértil, uma vez que o grau de radiação ionizante necessária nesse procedimento é muito próximo ao limiar de teratogenicidade, principalmente no primeiro trimestre, quando os sinais de gestação não são exuberantes.

Impacto da mortalidade da doença da aorta torácica no estado de São Paulo no período de 1998 a 2007

FUNDAMENTO: Ainda não foram analisadas as características epidemiológicas das doenças da aorta torácica (DAT) no estado de São Paulo e no Brasil, assim como o seu impacto na sobrevida desses pacientes. OBJETIVOS: Avaliar o impacto da mortalidade das DAT e caracterizá-la epidemiologicamente. MÉTODOS: Análise retrospectiva dos dados do Sistema Único de Saúde para os códigos de DAT do registro de internações, de procedimentos e dos óbitos, a partir do Código Internacional de Doenças (CID-10), registrados na Secretaria de Saúde do Estado de São Paulo durante o período de janeiro de 1998 a dezembro de 2007. RESULTADOS: Foram 9.465 óbitos por DAT, 5.500 homens (58,1%) e 3.965 mulheres (41,9%); 6.721 dissecções (71%) e 2.744 aneurismas, 86,3% diagnosticados no IML. Foram 6.109 internações, 67,9% do sexo masculino, sendo que 21,2% evoluíram a óbito (69% homens), com proporções semelhantes de dissecção e aneurisma entre os sexos, respectivamente 54% e 46%, porém com mortalidade distinta. Os homens com DAT morrem mais que as mulheres (OR = 1,5). A distribuição etária para óbitos e internações foi semelhante, com predomínio na sexta década. Foram 3.572 operações (58% das internações) com mortalidade de 20,3% (os pacientes mantidos em tratamento medicamentoso apresentaram mortalidade de 22,6%; p = 0,047). O número de internações, de cirurgias, de óbitos dos pacientes internados e geral de óbitos por DAT foi progressivamente superior ao aumento populacional no decorrer do tempo. CONCLUSÕES: Atuações específicas na identificação precoce desses pacientes, assim como a viabilização do seu atendimento, devem ser implementadas para reduzir a aparente progressiva mortalidade por DAT imposta à nossa população.

Procedimentos Minimamente Invasivos ? Formas Direta e Videoassistida no Tratamento das Cardiopatias

Fundamento: Procedimentos cardiovasculares minimamente invasivos têm sido progressivamente empregados no tratamento das cardiopatias. Objetivo: Descrever as técnicas e os resultados imediatos dos procedimentos minimamente invasivos ao longo de uma experiência de 5 anos. Métodos: Estudo unicêntrico, descritivo e prospectivo, com abordagem quantitativa, no qual 102 pacientes foram submetidos a procedimentos minimamente invasivos de forma direta e de forma videoassistida. Foram avaliadas variáveis clínicas, operatórias e evolução imediata dos pacientes operados. Resultados: Quatorze pacientes foram submetidos a procedimentos minimamente invasivos diretos e 88 a videoassistidos. Entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos diretos, 13 tinham cardiopatia valvar aórtica. Entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos videoassistidos, 43 tinham cardiopatia valvar mitral, 41 defeito do septo interatrial e quatro tumores. Entre os portadores de cardiopatia valvar mitral, foram realizadas 26 trocas e 17 reconstruções valvares. As médias de tempo de clampeamento aórtico, de extracorpórea e do procedimento foram, respectivamente, 91,6 ± 21,8, 112,7 ± 27,9 e 247,1 ± 20,3 minutos entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos diretos. Já entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos videoassistidos, foram 71,6 ± 29, 99,7 ± 32,6 e 226,1 ± 42,7 minutos, respectivamente. Considerando os tempos de terapia intensiva e de internamento, foram 41,1 ± 14,7 horas e 4,6 ± 2 dias entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos diretos e 36,8 ± 16,3 horas e 4,3 ± 1,9 dias entre os videoassistidos. Conclusão: Procedimentos minimamente invasivos foram empregados de duas formas - direta e videoassistida - com segurança no tratamento das cardiopatias valvares, do defeito do septo interatrial e das neoplasias do coração. Constatamos tempos maiores das variáveis operatórias nesses procedimentos. Contudo, a recuperação na fase hospitalar foi rápida, independentemente do acesso e da doença tratada.

Denervação Renal com Cateter Irrigado em Hipertensos Resistentes: Uma Estratégia Promissora?

Fundamento: A hipertensão arterial sistêmica constitui importante problema de saúde pública e significativa causa de mortalidade cardiovascular. A elevada prevalência e as reduzidas taxas de controle tensional despertaram o interesse por estratégias terapêuticas alternativas. A denervação simpática renal percutânea surgiu como perspectiva no tratamento de hipertensos resistentes. Objetivo: Avaliar a factibilidade e a segurança da denervação renal com cateter irrigado. Métodos: Dez hipertensos resistentes foram submetidos ao procedimento. O desfecho primário foi a segurança, avaliada por eventos adversos periprocedimento, função renal e anormalidade vascular renal aos 6 meses. Os desfechos secundários constituíram mudanças na pressão arterial (consultório e monitorização ambulatorial) e no número de anti-hipertensivos aos 6 meses. Resultados: A média de idade foi de 47,3 (± 12) anos, 90% eram mulheres. No primeiro caso, houve dissecção de artéria renal causada por trauma da bainha, fato que não se repetiu após ajuste técnico, demonstrando efeito da curva de aprendizado. Nenhum caso de trombose/infarto renal ou óbito foi reportado. Não se observou elevação dos níveis séricos de creatinina durante o seguimento. Aos 6 meses, diagnosticou-se um caso de estenose significativa de artéria renal, sem repercussão clínica. A denervação renal reduziu a pressão arterial de consultório, em média, em 14,6/6,6 mmHg (p = 0,4 tanto para pressão arterial sistólica como para a diastólica). A redução média da pressão arterial pela monitorização ambulatorial foi de 28/17,6 mmHg (p = 0,02 e p = 0,07 para pressão arterial sistólica e diastólica, respectivamente). Houve redução média de 2,1 anti-hipertensivos. Conclusão: A denervação renal é factível e segura no tratamento da hipertensão arterial sistêmica resistente. Estudos maiores são necessários para confirmar nossos resultados.

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.