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.

Determinação do sexo em pintos da raça Rhode Island Red

Examinando 201 pintos de um dia da raça Rhode Island Red, de rebanho selecionado pela postura e considerando diversos caracteres, principalmente os relacionados com a côr da penugem, conseguimos acertar em 197, numa proporção de 98,01%, não relatada da bibliografia que conhecemos. Julgamos como mais importantes, os seguintes caracteres : mancha clara na asa notada em 100% dos machos e 6,30% das fêmeas; o anel claro na perna ocorreu em 91,80% dos machos e 3,70% das fêmeas. Estas duas particularidades, sòmente, permitem separação de sexo superior a 96%. O sinal junto ao ângulo posterior do olho foi observado em 95,10% das fêmeas e 36,70% dos machos; ponta da asa escura não ocorreu em um macho sequer, mas em 53.20% das fêmeas; ponta da asa clara foi notada em todos os machos e em 46,80% das fêmeas. Os demais caracteres mencionados no quadro, constituem elementos auxiliares de menor valor mas devem ser examinados para se esclarecerem dúvidas. Os erros decorreram de se dar mais importância à pinta escura na cabeça que ao anel claro na perna e à mancha no bordo da asa. O presente trabalho contribui para o esclarecimento do assunto principalmente por considerar o anel claro da perna e o sinal escuro próximo ao ângulo posterior do olho, caracteres valiosos e ainda não apontados anteriormente. Ainda mais, a observação metódica e conjunta de um grande número de atributos relacionados com o dimorfismo sexual constitui um subsídio ao esclarecimento de tão interessante questão.

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

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

Revisão da família Tetranychidae no Brasil (Arachnida: Acarina)

Este trabalho faz parte da tese que apresentamos a Escola Superior de Agricultura "Luiz de Queiroz", para obtenção do titulo de Doutor em Agronomia. Encerra uma revisão da família Tetranychidae no Brasil. Os seguintes assuntos sao aqui tratados: Lista dos gêneros, subgêneros e especies ocorrentes no Brasil, com referência as plantas hospedeiras e a distribuição geográfica;chave para sub-famílias, tribos e géneros de Tetranychidae; chaves para auxiliar o reconhecimento das especies encontradas no país, lista das plantas hospedeiras. A tribo Porcupinychini Gutierrez, 1969 e posta em sinonimia com Hystrichonyehini Pritchard & Baker, 1955. O genero Anatetranychus Womersley, 1940 e as especies Tetranychus yusti McGregor, 1955 e Oligony ahus mangiferus (Rahman & Sapra, 1940), citados por Flechtmann, 1967, são aqui considerados erros de identificação.

Elipsóides concíclicos

Estudam-se as equações que representam o conjunto de elipsóides de mesmo ângulo 2V entre suas secções cíclicas. Um processo teórico de determinação dos índices de refração principais é estabelecido e aplicado à indicatriz ótica de forsterita.

Determinação analítica da indicatriz ótica de minerais

Dado um mineral em secção delgada arbitrária, na platina universal, estuda-se a possibilidade teórica de determinar os índices de refração principais mediante medições de extinção e de birrefringência, por via analítica. Demonstra-se que, teoricamente, é possível determinar Np, Nm e Ng e, independentemente, B = Ng - Np.

Aplicação do método espectrofotométrico da 2,2'-dipiridil cetoxima na determinação do cobalto em plantas

Os resultados obtidos nos estudos da parte experimental do método da 2,2'-dipiridil cetoxima, permitiriam o estabelecimento de uma técnica para a determinação do cobalto em plantas. A aplicação do método foi precedida de uma avaliação de sua amplitude, exatidão e precisão. Verificou-se que nos intervalos de 0,9 a 9,0 ou de 1,0 a 10,0 microgramas de cobalto/3 ml do solvente, foram obtidos os menores erros relativos da concentração. Dentro dos limites estudados, o método segue a lei de Beer. A precisão da técnica proposta, avaliada através de ensaios de recuperação, foi considerada satisfatória.

Um novo meio para montagem de pequenos insetos em lâmina

Apresenta-se a fórmula de um novo meio para montagem de insetos em lâminas tendo como base colofônia e goma copal dissolvidas numa mistura de álcool, cânfora, essência de terebintina e eucaliptol. Descreve-se também modificação desse dissolvente pela adição de ácido acético glacial para fixação preliminar. O novo meio é destinado a preparações permanente e o seu custo é relativamente baixo. As suas características e vantagens são as seguintes: Tem reação ácida. Não favorece o crescimento de cogumelos, por não ser aquoso. Seca lentamente permitindo que dissecções possam ser feitas. Clarifica espécimes não prèviamente tratados com potassa entre 24 a 48 horas possibilitando assim estudo neste período. Não retrai e seu índice de refração é 1.467 a 26ºC. O material pode ser desmontado sem aquecimento. E finalmente não interfere com a coloração quando os corante empregados são de reação ácida, e pode ser usada em preparações histológicas.

Causas infecciosas das anomalias congênitas

Revisão sumária das causas infecciosas das anomalias congênitas englobando as malformações, que correspondem a estruturas anormais orgânicas ou tissulares decorrentes de erros primários de morfogenese embrionaria e deformações, que se instalam no período fetal da vida intrauterina, correspondentes a alterações de forma e estrutura de órgãos primitivamente bem constituidos.

Instrumentação na medida da pressão arterial: aspectos históricos, conceituais e fontes de erro

A medida indireta da pressão arterial é um dos procedimentos mais executados pelos enfermeiros de todo o mundo, segundo o Conselho Internacional de Enfermeiras. 0 trabalho discute os principais aspectos polêmicos do instrumental utilizado para a medida indireta da pressão arterial que são causa significativa de erros de medida, a partir da análise da literatura e das recomendações da American Heart Association.

Ocorrências iatrogênicas com medicação em Unidade de Terapia Intensiva: condutas adotadas e sentimentos expressos pelos enfermeiros

Ocorrências iatrogênicas com medicação na UTI são eventos indesejáveis que exigem pronta intervenção do enfermeiro. Opresente estudo foi realizado com os seguintes objetivos:- verificar a conduta dos enfermeiros diante de uma ocorrência commedicação, identificar os sentimentos vividos nessas situações e caracterizar os fatores relacionados a esses eventos. Pormeio de um questionário respondido por 148 enfermeiros de UTI (76,7%) de 7 hospitais do Município de São Paulo, nosanos de 1997 e 1998, os dados foram obtidos e analisados segundo freqüência absoluta e percentual. Os resultados permitiramconcluir que as condutas mais citadas incluíram: comunicar o fato ao médico (31,7%), intensificar os controles (26,5%) ecomunicar a chefia de enfermagem (13,5%). Ansiedade, impotência e culpa foram sentimentos mais apontados com38,1%, 14,6% e 12,3%, respectivamente. O fator relacionado às ocorrências mais freqüente foi a displicência do funcionário(23,1%). Quanto à vivência desse tipo de ocorrência, a maior porcentagem (43,2%) referiu ter vivido situação semelhanteraras vezes.

A prescrição médica eletrônica em um hospital universitário: falhas de redação e opiniões de usuários

Este estudo analisou as falhas de redação da prescrição médica eletrônica e opiniões dos usuários acerca das suas vantagens e desvantagens. Foram analisadas 1.351 prescrições médicas de um hospital universitário e entrevistados 84 profissionais da área da enfermagem e medicina. Os resultados indicaram que 17,7% das prescrições apresentavam rasuras, em 16,8 % havia medicamentos suspensos, em 28,2% havia informações que podiam deixar os profissionais em dúvida e em 25% havia medicamentos prescritos manualmente. Os profissionais indicaram as seguintes vantagens: facilidade de leitura dos dados e rapidez com que a prescrição é feita e liberada e como desvantagens: repetição de prescrições de dias anteriores sem revisão e informações digitadas de forma incorreta. Conclui-se que apesar de ser uma estratégia importante na redução de erros, é preciso revisão desse sistema e educação dos profissionais na sua utilização.

Administração de medicamentos: orientação final de enfermagem para a alta hospitalar

Este estudo avaliou a orientação final de enfermagem para a alta hospitalar quanto à terapêutica medicamentosa em uma clínica de internação hospitalar. A amostra constou de 38 pacientes com alta hospitalar em dezembro de 2001 e fevereiro de 2002 e dos enfermeiros que os orientaram. Para coleta dos dados utilizou-se a técnica de observação não participante. Obtivemos como resultados: locais inadequados para orientação, poucas informações por escrito, curto tempo para orientação e não utilização de estratégias que confirmem o entendimento do paciente quanto as orientações. Conclui-se que estes aspectos possam estar contribuindo para ocorrência de erros de medicação no domicílio, após a alta hospitalar.

O sistema de medicação nos hospitais e sua avaliação por um grupo de profissionais

O objetivo do estudo foi analisar os sistemas de medicação, em hospitais, a partir da opinião de 107 profissionais. Em relação às prescrições médicas nas instituições, 74,8% eram manuais e 50,4% dos sistemas de distribuição de medicamentos eram doses individualizadas. Quanto às causas dos erros na medicação, 91% estavam associadas ao profissional. Para 61,7%, o sistema estava adequado, mas apresentando falhas. Poucos profissionais sugeriram modificações que favoreceriam seu trabalho. Conclui-se que ainda persiste a cultura de responsabilizar o profissional pelo erro e, também, a prática de punição, sem modificação substancial da causa que levou ao erro.

Segurança do paciente em cirurgia oncológica: experiência do Instituto do Câncer do Estado de São Paulo

A preocupação com a segurança do paciente em centro cirúrgico (CC) tem sido crescente, devido à elevada frequência de erros e eventos adversos, que muitas vezes poderiam ser prevenidos. A Joint Commission on Accreditation of Healthcare Organizations (JCAHO) propôs o Protocolo Universal (PU) para a prevenção do lado, procedimento e paciente errado. No Brasil foram poucas as instituições que o implantaram, sendo necessária a divulgação e avaliação da sua efetividade. O objetivo foi relatar a experiência do Instituto do Câncer do Estado de São Paulo (ICESP) na implantação do PU-JCAHO. O protocolo inclui três etapas: verificação pré-operatória, marcação do sitio cirúrgico (lateralidade) e TIME OUT. O CC do ICESP está em funcionamento desde novembro de 2008. O PU-JCAHO é aplicado integralmente a todas as cirurgias. Até junho de 2009 foram realizadas 1019 cirurgias, sem registro de erro ou evento adverso. A implantação do PU-JCAHO é simples, sendo ferramenta útil para prevenir erros e eventos adversos em CC.