Aspectos reprodutivos das mulheres climatéricas do Programa de Saúde da Família em Cuiabá

Objetivo: caracterizar os aspectos reprodutivos das mulheres climatéricas do Programa de Saúde da Família de Cuiabá. Métodos: o estudo foi o de corte transversal e inclui 354 mulheres com idade entre 40 e 65 anos, atendidas pelo Programa de Saúde da Família do Distrito Centro-Oeste de Cuiabá. Na coleta de dados utilizou-se um questionário previamente testado no Ambulatório de Climatério do Hospital Universitário Júlio Muller. Os dados foram analisados pelo teste Z e chi² para tendência. Das 354 mulheres estudadas encontrou-se uma média de idade de 49,7±7 anos e mediana de 48 anos. Desse total, 243 (68,6%) eram naturais de Mato Grosso, sendo as outras migrantes de vários Estados. A maioria era casada (65,8%), branca (48,0%), católica (73,4%) e com baixa escolaridade: 62,4% cursaram, mas não concluíram, o primeiro grau e 19,2% eram analfabetas. Do total, 84,3% estavam ocupadas em atividades exclusivamente domésticas e mais da metade (58,2%) pertencia à classe social mais baixa. Resultados: as mulheres tiveram em média 5,4±3,3 gestações. A idade média da menarca foi de 13,2±3,4 anos. Cerca de 5% não tiveram filhos e 7% tiveram mais de 10. Quase 50% tiveram sua primeira gravidez na adolescência e 14% após os 40 anos. A menopausa foi cirúrgica em 25% das mulheres. Cerca de 65% delas (229) tinham sido submetidas a cirurgia ginecológica prévia: 78% à laqueadura tubária, 20% à histerectomia e 7% à ooforectomia bilateral. Conclusão: quase 65% tinham sido submetidas a cirurgia ginecológica, sendo as cirurgias mais freqüentes a laqueadura tubária e a histerectomia total. Após a constituição da prole o método mais freqüente para planejamento familiar foi a ligadura de trompas.

Medida da espessura do segmento uterino inferior em gestantes com cesárea prévia: análise da reprodutibilidade intra- e interobservador por ultra-sonografia bi- e tridimensional

OBJETIVO: comparar a reprodutibilidade intra- e interobservador da medida da espessura total do segmento uterino inferior (SUI), por via abdominal, e da medida da camada muscular, por via vaginal, usando ultra-sonografia bi- e tridimensional. MÉTODOS: foi estudada a medida da espessura do SUI de 30 gestantes com cesárea anterior, entre a 36ª e a 39ª semanas, por dois observadores. Foi efetuada abordagem ultra-sonográfica abdominal com a paciente em posição supina e vaginal em posição de litotomia. No corte sagital, foi identificado SUI e foram coletadas quatro imagens bidimensionais e dois blocos tridimensionais da espessura total por via abdominal e o mesmo da camada muscular por via vaginal. As aquisições tridimensionais foram manipuladas no modo multiplanar. O tempo foi cronometrado. A reprodutibilidade foi avaliada pelo cálculo da diferença absoluta entre todas as medidas, proporção de diferenças menores que 1 mm, coeficiente de correlação intraclasse (ICC) e limites de concordância de Bland e Altman. RESULTADOS: a medida da espessura média do SUI por via abdominal bidimensional foi de 7,4 mm e, por via vaginal, de 2,7 mm; a tridimensional foi 6,9 mm abdominal e 5,1 mm vaginal. Reprodutibilidade intra- e interobservador da via vaginal versus abdominal: menor diferença absoluta (0,2-0,4 versus 0,8-1,5 mm), maior proporção de diferenças (85,8-97,8 versus 48,7-72,8%) com p<0,0001, versus ICC (0,8-0,9 versus 0,6-0,8) e menores limites de concordância (-0,9 a 1,5 versus -3,8 a 4 mm) para via vaginal. Ultra-sonografia tri- versus bidimensional: menor diferença absoluta (0,2-1,4 versus 0,4-1,5 mm), maior proporção de diferenças (57,7-97,8 versus 48,7-91,7%) com p>0,05 e menores limites de concordância (-3,8 a 3,4 versus -3,6 a 4 mm) para ultra-sonografia tridimensional e ICC semelhantes (0,6-0,9 versus 0,7-0,9). CONCLUSÕES: do exposto, concluímos que a medida da espessura da camada muscular do SUI por via vaginal utilizando a ultra-sonogafia tridimensional é mais reprodutível. Nossos resultados, porém, não indicam que essa medida tenha implicação clínica para predição de rotura uterina, que não foi objeto deste estudo. O único trabalho que correlacionou a espessura do SUI com risco de rotura uterina, sem interferir na conduta do obstetra ou antecipar o parto, foi feito por medidas bidimensionais abdominais da espessura total.

Eficiência de absorção e utilização de boro, zinco, cobre e manganês em mudas enxertadas de cafeeiro

O estudo da eficiência nutricional de plantas enxertadas de cafeeiro é importante para a seleção de combinações enxerto/porta-enxerto, visando atingir melhor desenvolvimento e produção. Este trabalho teve como objetivo avaliar as diferenças na eficiência de absorção e utilização de B, Zn, Cu e Mn em mudas enxertadas de cafeeiro. O experimento foi conduzido em vasos de 20 litros contendo como substrato terra, areia e esterco na proporção de 3:1:1, onde as plantas permaneceram por um período de 18 meses. Utilizaram-se como enxerto quatro genótipos de Coffea arabica L.: os cultivares Catuaí-Vermelho IAC 15 ('Catuaí 15') e Oeiras MG 6851 ('Oeiras') e os híbridos H419-10-3-4-4 ('H419') e H514-5-5-3 ('H514') do programa de melhoramento da EPAMIG/UFV. Como porta-enxerto foram empregados cinco progênies de famílias de meio-irmãos de clones de Coffea canephora Pierre ex Froenher cv. Conilon: ES 21, ES 36, ES 26, ES 23 e ES 38 do programa de melhoramento de café robusta do Incaper. O delineamento experimental foi inteiramente casualizado, com 24 tratamentos e três repetições, sendo quatro pés-francos e 20 combinações de enxertia. A eficiência nutricional das plantas variou conforme a combinação enxerto/porta-enxerto. O cultivar Oeiras não foi beneficiado por nenhuma enxertia, apresentando redução da produção total de matéria seca em todas as combinações comparativamente ao respectivo pé-franco. O cultivar Catuaí 15 foi mais eficiente na produção de matéria seca e utilização de B e Zn quando combinado com os materiais genéticos de conilon ES 26 e ES 23.

Comportamento preliminar de algumas variedades de mamoeira (Ricinus communis L.) em Manaus - AM.

A produção de mamona é de grande importância econômica para o Brasil Entretanto, não existem informações sobre o comportamento da espécie na Amazônia. Para obter algumas informações a respeito, foram comparadas três variedades comerciais e uma "população" coletada nas proximidades de Manaus, tendo-se obtido produções médias/lha da ordem de 1090 Kg, 950 Kg, 802 Kg e. 635 Kg para a "população" Manaus e para as variedades Guarani, IAC - 38 e Campinas, respectivamente, sendo que a variedade Campinas diferiu estatisticamente da "população" Manaus, Os resultados obtidos sugerem a necessidade de implantação de um programa de melhoramento da mamoeira, antes que se possa recomendar seu cultivo na Região Amazônica.

Observações sobre autocompatibilidade em pupunha (Bactris gasipaes H.B.K., Palmae)

A pupunha aparentemente, possui duas estratégias que asseguram a sua polinização cruzada. Uma delas parece ser um fator genético quantitativo que inibe a auto-polinização. Para estudar este fator, duas series de polinização controlada foram feitas em duas diferentes populações juvenis. A primeira população apresentou uma media, de 19,2% de auto-compatibilidade, medida em percentagem de frutos férteis produzidos em relação a todas as flores. Entretanto, o coeficiente de variação foi extremamente alto. A polinização aberta em algumas plantas produziu 22% de frutos férteis, com um coeficiente de variação menor, sugerindo que, o " fruit set" foi, em geral, baixo nutria população, naquela vez. A segunda população, apresentou em media 37,62% de auto-compatibilidade, com um coeficiente de variação menor. Variação entre as árvores foi também detectada e mostrou ser considerável. Além do mais, a auto-compatibilidade variou de 0 a 81%, em distribuição normal. 0 uso de plantas juvenis pode ser a razão da alta variabilidade entre plantas. Apesar da pouca auto-compatibilidade encontrada nestas populações, esta característica é recomendada como descritor para bancos de germoplasma e deve ser obtida em plantas adultas para evitar a alta variabilidade juvenil.

1,3-Diarilpropanos de Iryanthera paraensis e Iryanthera tricornis

Iryanthera paraensis e I. tricornis (Myristicaceae) contêm na madeira de seus troncos 1-(2', 4' - dihidroxifenil) -3- (4", 5"-metilenodoxi-2" -metoxifenil) -propano (1a 1-(2', 4' dihidroxifenil) -3-(3", 4" -metilenodioxifenil)-propano (1b) e 1-(4' -hidroxi -2'-metoxifenil) -3-(4"-hidroxi-3"-metoxifenil) -propano (1c). Apenas da primeira espécie se isolou adicionalmente 1-(2', 4'-dihidroxi-3' -metilfenil)-3-(4", 5"-metilenodioxi-2"- metoxifenil) -propano (1d) e 1-(2'-hidroxi-4'metoxifenil) -3-(3", 4"-metilenodioxifenil) -propano (1e). Dados espectroscópicos para a substância 1b, são descritos pela primeira vez.

New pteridophyte records for the territory of Amapá, Brazil.

Eighteen Pteridophyte taxa in 15 genera are reported as new for the Territory of Amapá, Brazil. The collections area a result of a recent Projeto Flora Amazônica/Programa Flora expedition to that region, and update previous lists of taxa for Amapá.In 1975, Tryon and Conant publised a checklist of the ferns of the Brazilian Amazônia reporting 84 taxa for the Territory of Amapá. The paucity of records for Amapá reflects, at least in part, the amount of botanical exploration. The most complete list of taxa occurring in the Territory is an unpublished list of collection compiled by J. M. Pires. This compilation reports 118 taxas for the Territory of Amapá. The following list is intended to update both the Pires compilation an the Tryon and Conant checklist for the Territor. These records are the result of a Projeto Flora Amazônica/Programa Flora expedition to the region in the latter part of 1979. Species were included in this list is not reportes in the compilation of colections for Amapá, or listed as specifically occurrin in Amapá in the monographs and revisions consulted for listed as specifically occurring in Amapá in the monograohs and revisions consulted for identification (Evans, 1969; Kramer, 1957, 1978; de la Sota, 1960; Lellinger, 1972; Maxon & Morton, 1938; Scamman, 1960, Smith, 1971; Tryon, 1941, 1964).This list reports 18 taxa in 15 genera, increasing the number of taxa in Amapá from the 118 listed by Pires to 136. Most of the taxa reported here might have been predicted to occur in Amapá on the basis of their distribution records for surrounding regions.Each species is followed by a collection number. The collection number is that of D. F. Austin, C. E. Nauman, R. S. Secco, C. Rosario, and M. R. Santos except for four collections in which R. S. Secco was absent and B. V. Rabelo was present, and these are indicated after the collection number. Specimens are deposited in the herbaria of the Museu Paraense Emílio Goeldi, Belém, Brazil and the United States. The family system is essentially that used by Tyron and Conant.

Bacia 3 - Inventário Florestal Comercial

Inventário Florestal da Bacia 3 do projeto "Manejo Ecológico e Exploração da Floresta Tropical Úmida" para a avaliação dos potenciais quantitativo e qualitativo da cobertura florestal existente na área, com base em medições e observações em árvores com diâmetro a altura do peito (DAP) maior ou igual a 25 cm, de uma população florestal de 96 hectares. A área coberta pelo inventário é composta de 4 blocos de 24 hectares cada, os quais serão destinados às pesquisas de manejo da regeneração natural enriquecimento da floresta natural e regeneração artificial. Localiza-se entre o km 21 e o km 24 na margem esquerda da vicinal ZF-2, no Distrito Agropecuário da SUFRAMA (Superintendência da Zona Franca de Manaus).

BIODISPONIBILIDADE DE ZINCO EM DIETA REGIONAL DE MANAUS, AM. ESTUDO EM RATOS

Foi estudada a biodisponibilidade de zinco em ratos recebendo uma dieta regional de Manaus, AM. A dieta foi elaborada segundo os dados de SHRIMPTON & GIUGLIANO, (1979) para famílias com rendimentos inferiores a 2 salários mínimos. O ensaio biológico com ratos da linhagem Wistar se baseou inicialmente, na depleção de zinco e vitamina A na lactação, adaptação dos filhotes com a dieta regional por 7 dias e período de repleção onde se realizou a suplementação com zinco de acordo com as recomendações do "COMMITTEE ON LABORATORY ANIMAL DIETS" (1979). Os resultados nos permitiram concluir que a quantidade de zinco presente na dieta, avaliada pelos parâmetros de medida de biodisponibilidade de zinco como crescimento, concentração nos órgãos e de enzima zinco dependente, foi utilizada adequadamente pelos animais, provavelmente pelos fatores promotores da dieta.

ANÁLISE MULTIVARIADA DA DIVERGÊNCIA GENÉTICA EM 29 POPULAÇÕES DE CUBIU (Solanum sessiliflorumDunal) AVALIADA NA ZONA DA MATA DO ESTADO DE PERNAMBUCO

A amplitude da variabilidade genética em 29 populações de cubiu do Programa de Melhoramento Genético de Hortaliças do Instituto Nacional de Pesquisas da Amazônia-INPA, foi avaliada num experimento conduzido na Estação Experimental da Empresa Pernambucana de Pesquisa Agropecuária-IPA, em Vitória de Santo Antão, Estado de Pernambuco. Adotou-se o delineamento experimental em blocos casualizados com 4 repetições. Coletaram-se dados referentes a: largura do fruto (cm); comprimento do fruto (cm); diâmetro do colo (cm); área da folha (cm2); altura da planta (cm); número total de frutos/planta; peso médio de frutos/planta (g); produção estimada de frutos (ton/ha); número de lóculos; espessura da polpa (mm) e de sólidos solúveis totais (%). A análise de agrupamento, pelo Método de Otimização de Tocher, usando a Distância Generalizada de Mahalanobis, agrupou as 29 populações de cubiu em 9 diferentes grupos. Entre os pares de menor e maior divergências genéticas, foram identificadas as populações procedentes de Umariaçu (AM) e de São Paulo de Olivença (AM) e as de Borba (AM) e de São Gabriel da Cachoeira (AM), respectivamente. As populações originárias de Ataláia do Norte (AM), Borba (AM), Iquitos (Peru), São Gabriel da Cachoeira (AM) e de Belém (PA) apresentaram as maiores distâncias genéticas entre os grupos formados. Portanto, podem ser indicadas como progenitores potenciais em programa de melhoramento genético do cubiu.

Eficiência dos Ésteres de Fitoesteróis Alimentares na Redução dos Lípides Plasmáticos em Hipercolesterolêmicos Moderados

OBJETIVO - Avaliar o efeito dos ésteres de fitoesteróis (FE) da dieta, em função dos diferentes genótipos de apo E, sobre os lípides plasmáticos em indivíduos moderadamente hipercolesterolêmicos. MÉTODOS - Pacientes moderadamente hipercolesterolêmicos (20 a 60 anos de idade; 50 mulheres e 10 homens), mantidos em dieta habitual, receberam margarina (20g/dia) enriquecida com fitoesteróis (2,8g/dia=1,68g de FE), ou margarina normal (placebo), por dois períodos de quatro semanas cada, em estudo duplo cego e cruzado. RESULTADOS - Fitoesteróis reduziram significativamente o colesterol total e o LDL-colesterol, respectivamente, em 10% e 12% quando comparado à fase basal de admissão ao programa, e 6% e 8% quando comparado à fase placebo. O HDL-colesterol e a trigliceridemia não se modificaram. CONCLUSÃO - Ésteres de fitoesteróis da dieta reduziram a colesterolemia e a redução do LDL-colesterol foi mais pronunciada nos indivíduos que apresentavam valores maiores de LDL-colesterol, quando admitidos no estudo. Em relação ao sinótipo de apo E não houve diferença significativa entre apo E 3/3 e apo E 3/4.

Reserva de fluxo coronariano na anemia falciforme

FUNDAMENTO: Pacientes com anemia falciforme (FAL) apresentam freqüentemente episódios de dor precordial, possuem alterações eletrocardiográficas em repouso e exibem alterações da estrutura e das funções cardíacas. OBJETIVO: Avaliar o efeito dos episódios repetitivos de vaso-oclusão sobre a microcirculação coronariana. MÉTODOS: Pacientes estáveis com FAL (n = 10, cinco mulheres, 24,4 + 5,4 anos) foram submetidos a medida das velocidades de fluxo coronariano e da reserva de fluxo coronariano (RFC) na artéria coronária descendente anterior por meio de ecocardiografia transesofágica em estado basal e após hiperemia máxima, obtida com adenosina intravenosa. Esses pacientes foram comparados a pacientes com traço falciforme (TRA, n = 10, cinco mulheres, 27,7 + 3,2 anos), anemia ferropriva (FER, n = 8, oito mulheres, 26,6 + 5,2 anos) e grupo controle (NOR, n = 10, cinco mulheres, 26,3 + 6,3 anos). RESULTADOS: O grupo FAL apresentou aumento das velocidades de fluxo coronariano diastólico (p < 0,01) em estado basal e durante hiperemia máxima (67,3 + 14,0 cm/s e 198,2 + 37,9 cm/s, respectivamente), quando comparado aos três outros grupos (TRA, 34,4 + 11,9 cm/s e 114,7 + 36,4 cm/s; FER, 42,4 + 10,4 cm/s e 141,0 + 18,7 cm/s e NOR, 38,1 + 10,0 cm/s e 126,8 + 24,6 cm/s). Entretanto, a RFC foi normal no grupo FAL (3,0 + 0,7) e comparável (p = 0,70) aos demais grupos (TRA, 3,4 + 0,8; FER, 3,5 + 1,2 e NOR, 3,4 + 0,8). CONCLUSÃO: Apesar de maiores velocidades de fluxo coronariano já em estado basal e também durante hiperemia máxima, a RFC é normal na FAL, o que sugere integridade da microcirculação coronariana. Os episódios de vaso-oclusão não são responsáveis pelos achados cardiológicos da doença.

Proteína C-reativa e prognóstico em síndromes coronarianas agudas: revisão sistemática e metanálise

A despeito da associação entre proteína C-reativa de alta sensibilidade (PCR) e eventos recorrentes em síndromes coronarianas agudas sem supradesnível do segmento ST (SCA), a medida rotineira deste marcador não tem sido recomendada. No intuito de avaliar se as evidências científicas atuais justificam a incorporação da PCR para estratificação de risco na admissão hospitalar de pacientes com SCA, realizamos revisão sistemática e metanálise dos trabalhos indexados no MEDLINE, SCIELO ou LILACS, com os seguintes critérios de inclusão: desenho de coorte prospectiva e avaliação do valor prognóstico da PCR, mensurada por método de alta sensibilidade, no momento da admissão hospitalar de pacientes com SCA. Dezenove estudos preencheram os critérios de inclusão. Em relação ao seguimento de longo prazo, houve associação consistente entre PCR e eventos cardiovasculares, com odds ratio (OR) global de 4,6 (95% IC = 2,3-7,6) e OR global multivariado de 2,5 (95% IC = 1,8-3,4). Quanto ao curto prazo, 9 estudos foram positivos e 6 estudos negativos, com OR global de 1,65 (95% IC = 1,2-2,3). O OR global multivariado não foi obtido para o seguimento de curto prazo, pois esta medida foi descrita em apenas três trabalhos heterogêneos. Somente dois trabalhos, de curto prazo, fizeram análise do valor preditor incremental da PCR em relação a modelos multivariados, com resultados contraditórios. Em conclusão, a escassez de avaliação do valor incremental da PCR, aliada a resultados controversos quanto ao valor preditor independente para eventos de curto prazo, não recomenda a utilização rotineira de PCR para estratificação de risco na admissão de SCA.

Frequência cardíaca máxima: influência da experiência desportiva na infância e adolescência

FUNDAMENTO: A Frequência Cardíaca (FC) alcançada ao final de um teste de exercício (TE) é denominada FC máxima e possui reconhecida relevância clínica e epidemiológica. Para sua medida correta é necessário que o TE seja verdadeiramente máximo. OBJETIVO: Avaliar a influência do histórico de exercício físico intenso e/ou participação desportiva competitiva na juventude sobre a FC máxima (% da prevista pela idade) em um teste cardiopulmonar de exercício (TCPE) clínico. MÉTODOS: Foram selecionados retrospectivamente 600 indivíduos não atletas (65,8% homens) com idade de 46 ± 13,7 anos, em prevenção primária de doenças cardiovasculares, submetidos a um TCPE máximo. O perfil de exercício físico na infância/adolescência (PEFIA) foi classificado em escores crescentes de 0 a 4, com o valor 2 correspondendo aos níveis esperados para a faixa etária. RESULTADOS: Dentre os 20 indivíduos com valores de FC máxima igual ou maior do que 200 bpm, nenhum deles tinha sido inativo ou pouco ativo na infância/adolescência. Houve uma associação significativa entre escores de PEFIA e a FC máxima (% da prevista pela idade) (p = 0,02), com um valor de 7 bpm mais alto para os escores de PEFIA 3-4 (32,9% da amostra) quando comparados com 0-2. CONCLUSÃO: Duas hipóteses surgem para explicar esses resultados nos indivíduos mais ativos na juventude: a) persistência de adaptações crônicas do treinamento sobre o cronotropismo cardíaco ou b) maior capacidade e/ou motivação para alcançar um TCPE verdadeiramente máximo. Questionar sobre o perfil de exercício físico na infância/adolescência pode contribuir para a interpretação da FC máxima no TE.

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.