Estimativa de biomassa de sistemas agroflorestais das várzeas do rio juba, Cametá, Pará

Este trabalho apresenta uma estimativa da biomassa seca (BS) acima do solo e estoque de carbono (EC) de sistemas agroflorestais (SAF) estudados nas várzeas do rio Juba, Cametá, Pará. A BS foi estimada pelo método indireto a partir dos dados de um inventário florestal realizado em sete parcelas de 0,25 ha (50 m x 50 m). Foram inventariados em média 2594 indivíduos/ha com DAP >5 cm. Euterpe oleracea Mart.(açaí) e Theobroma cacao L. (cacau), foram as espécies mais importantes e representaram 80 % dos indivíduos (54 % e 26 %, respectivamente) e as outras espécies (árvores) 20 %. Em média a BS dos SAF foi de 298,44 t/ha. O açaí apresentou BS de 4,47 t/ha (43 % nas folhas e 57 % nos estipes), o cacau 1,45 t/ha (18 % nas folhas e 82 % na madeira) e as árvores 292,52 t/ha (1 % nas folhas e 99 % na madeira). O EC contido na BS total média foi de 134,30 t/ha; as árvores estocaram 131,63 t/ha (98 %), o açaí 2,01 t/ha (1,5 %) e o cacau 0,65 t/ha (0,5 %). O EC médio dos SAF estudados (idade média de 12 anos) representou, em média, cerca de 96 % do carbono que é estocado numa floresta primária de terra firme; cerca de 62 % a mais do estocado em florestas secundárias enriquecidas (idade média de 26 meses) e 23 % a mais do estocado em florestas de várzeas na Amazônia brasileira.

Análise florística e estrutura de florestas de várzea no estuário amazônico

Este trabalho apresenta os resultados de análise fitossociológica e da estrutura, feita em 4 inventários florísticos executados em parcelas de 1 hectare de florestas inundáveis de várzea localizadas na área do estuário e do baixo Amazonas. As florestas de várzea do estuário albergam uma riqueza de espécies relativamente baixa em relação a outras áreas da região como as florestas de terra firme. No entanto a estrutura de tamanho é considerável, com as árvores atingindo elevada biomassa vegetal. Provavelmente isto é devido ao aporte constante de nutrientes através dos sedimentos que viajam milhares de quilômetros de distância desde as nascentes andinas até o delta do rio Amazonas. As florestas inundáveis de várzea são dominadas por poucas espécies, algumas com muitos indivíduos, como o açaí (Euterpe oleracea) e o muru-muru (Astrocaryum murumuru), outras com árvores muito grandes como a pitaíca (Swartzia polyphylla), pracuúba (Mora paraensis) e a seringueira (Hevea brasiliensis). A ucuúba (Virola surinamensis), uma espécie que apresenta populações ameaçadas pela exploração madeireira, parece apresentar tanto indivíduos grandes como elevada densidade. As florestas de várzea apresentam baixa similaridade entre si, provavelmente decorrente da imensa variação do ambiente de várzea nos rios, paranás, ilhas e lagos, como os efeitos de zonação, altura de inundação, salinidade, velocidade da água, entre outros fatores. Estratégias de seleção de áreas de várzea para conservação devem levar em conta a variação ambiental, o grau de interferência humana e a diversidade local e entre ambientes.

Diagnóstico de um projeto de enriquecimento florestal na Comunidade do Brasileirinho, Manaus, Amazonas

As ações do projeto consistiram no reconhecimento da comunidade, realizando-se entrevistas, seguidas de um levantamento da demanda por espécies florestais e frutíferas, aquisição, transporte e distribuição das mudas e sementes. Das 28 propriedades cadastradas, 18 tornaram-se participantes, engajando-se no projeto. Na comunidade, a fruticultura é a principal atividade e o cupuaçu a principal cultura, presente em oito propriedades participantes com 2950 indivíduos plantados. Outras culturas importantes são: manga, pupunha, açaí, coco. O projeto promoveu também a introdução e o plantio de espécies vegetais com valor de mercado. Com as atividades do projeto, diversificaram-se as espécies florestais e frutíferas existentes na comunidade. Distribuíram-se 12.455 mudas de pau-rosa, cedro, andiroba, mogno, maçaranduba, seringueira, camu-camu (caçari), araçá-boi, cubiu e outras. Como perspectiva, as ações pretendem fixar o agricultor no campo, propor alternativas econômicas, sensibilizar a comunidade com relação à preservação da floresta e exploração racional dos recursos naturais.

Sistemas agroflorestais em áreas de agricultores familiares em Igarapé-Açu, Pará: caracterização florística, implantação e manejo

Este trabalho objetivou avaliar os Sistemas Agroflorestais-SAF comerciais multiestratificados de agricultores familiares de Igarapé-Açu, bem como identificar as espécies que compõem os sistemas agroflorestais. A partir de entrevistas foram catalogadas as espécies de maior interesse dos agricultores familiares e por meio de inventário florístico foram avaliados os SAF produtivos. Os cultivos de pimenta-do-reino, mandioca, feijão, cupuaçu, caju, açaí, pupunha, mogno e o nim indiano foram os mais freqüentes pelos agricultores. Os SAF são manejados na sua maioria de forma tradicional.

Desbaste seletivo em povoamentos de Tectona grandis com diferentes idades

O efeito da intensidade do primeiro desbaste seletivo, após um ano, foi avaliado em dois povoamentos de teca sob espaçamento 3,0 x 3,0 m, e em duas diferentes idades. No povoamento com quatro anos de idade, o desbaste foi de 20%, 30% e 40%, em número de indivíduos, e no de cinco anos, de 30%, 40% e 50%, e as respectivas testemunhas (0%). Cada tratamento foi aplicado ao acaso, com oito repetições, contendo cada parcela 35 árvores, além da bordadura. Um ano após o desbaste aplicado no povoamento com quatro anos, as variáveis DAP, altura total (H) e as médias por árvore de área transversal () e de volume () não apresentaram diferenças significativas entre os tratamentos; o incremento corrente anual (ICA V) não foi afetado pelas intensidades. No povoamento desbastado aos cinco anos, o ICA V e H foram semelhantes em todos tratamentos. As intensidade de desbaste testadas não afetaram o crescimento em DAP, e , mas apresentaram diferenças significativas em relação à testemunha. O primeiro desbaste seletivo pode ser aplicado aos cinco anos de idade, em povoamentos de Tectona grandis com condições semelhantes, com qualquer das intensidades testadas.

Color change using HSB color system of dental resin composites immersed in different common Amazon region beverages

The purpose of this study is to evaluate in vitro the color stability of composite resins when exposed to beverages with high coloring contents from the Amazon region. 240 samples from four different composite brands (Natural Look, Z350, 4Seasons and Opallis) of hue A3 were fabricated using an acrylic matrix. The samples were stored in distilled water at 37ºC for 24 hours. The initial color (T0) was registered using a Canon EOS Rebel XTi 10 mp camera, and then the samples were divided into four groups (n=15): G1 (coffee), G2 (açaí juice), G3 (energetic guaraná) and G4 (control - distilled water). The samples were exposed to solutions of DES (6hs) and RE (18hs) and placed in a double boiler under constant agitation, at 37ºC for 30 days. The samples were immersed in the coloring solutions for 15 minutes daily. After 7, 15 and 30 days, new photographic registers were made (T1, T2 and T3). The images were analyzed using Corel PHOTO-PAINT 12 software to identify the colors through the HSB system. The Kruskal-Wallis and t tests (p<0.05) demonstrated significant differences in color (hue, saturation and brightness). The results revealed that none of the tested composites showed color stability when exposed to coloring solutions, and that the Amazon region beverages (açaí juice and energetic guaraná) showed to be less coloring than coffee.

Eficácia e segurança dos antipsicóticos atípicos nas demências: uma revisão sistemática

OBJETIVO: O emprego de antipsicóticos atípicos (AA) no tratamento de sintomas psicológicos e comportamentais das demências (SPCD) tem sido alvo de discussão em relação à eficácia e à segurança. O objetivo deste artigo é propiciar atualização sobre o tema. MÉTODOS: Revisão da literatura publicada nos últimos dez anos com ênfase em metanálises e ensaios clínicos randomizados (ECR) controlados com placebo. RESULTADOS: Três metanálises e nove ensaios clínicos foram analisados. Há evidências de eficácia clínica para risperidona (1mg/dia), olanzapina (5 a 10mg/dia) e aripiprazol (2 a 15mg/dia) no tratamento de agressividade e/ou SPCD em geral, e para risperidona (1mg/dia) no tratamento de sintomas psicóticos associados à demência. Os eventos adversos comuns com o uso de AA foram sonolência, sintomas extrapiramidais (SEP), incontinência ou infecção do trato urinário e alterações de marcha. O tratamento com AA associou-se a maior risco de eventos cerebrovasculares e de mortalidade em idosos com demência. CONCLUSÃO: Baixas dosagens de risperidona, olanzapina e aripiprazol são eficazes na redução de agressividade e/ou SPCD globais; risperidona é eficaz na redução de sintomas psicóticos associados à demência. Em virtude de esses tratamentos associarem-se a pequeno aumento no risco de eventos cerebrovasculares e mortalidade, seu uso deve ser reservado para sintomatologia moderada/grave.

Association study of the Ile349val polymorphism of the gene ADH1C and alcohol dependence

OBJECTIVE: The aim of this study was to investigate the polymorphism Ile349Val of the enzyme alcohol dehydrogenase ADH1C gene among individuals with alcohol dependence syndrome (ADS) attending Alcoholics Anonymous (AA) meetings. METHODS: A total of 120 subjects residing in Rio de Janeiro city participated in this study. Subjects were divided into two groups: a group consisting of 54 individuals from the ADS group and 66 individuals that declared not having any alcohol dependence (control group). DNA was extracted from mouth epithelial cells by phenol-chloroform method and further submitted to amplification by polymerase chain reaction (PCR). RESULTS: Our results did not show differences between the genotypes of control individuals and ADS subjects. Nevertheless, we found increased rates of alcoholism in families of ADS subjects as compared to controls. CONCLUSIONS: Our results did not show any genotype difference on the ADH1C gene when control and AA genotypes are compared.

O polimorfismo A1166C do receptor tipo 1 da angiotensina II no infarto agudo do miocárdio

RESUMO OBJETIVO:Avaliar a associação do polimorfismo A1166C do gene do receptor AT1 da angiotensina II (AT1R) com o infarto agudo do miocárdio e a severidade da doença arterial coronariana. MÉTODOS: Estudo prospectivo, transversal de 110 pacientes com infarto agudo do miocárdio submetidos à angiografia coronariana com lesão significante (> 50%) avaliada por três critérios de severidade: número de vasos lesados, morfologia da placa aterosclerótica e escore de risco coronariano. Sem lesões coronarianas 104 indivíduos controles. O polimorfismo A1166C do gene do AT1R foi determinado pela reação em cadeia da polimerase no DNA dos leucócitos do sangue periférico. Os fatores de risco coronariano clássicos foram analisados em todos os indivíduos. RESULTADOS: Na estratificação dos genótipos em relação aos fatores de risco apenas o tabagismo teve predominância nos heterozigotos AC (p = 0,02). A freqüência dos genótipos nos pacientes infartados foi de AA = 54,5%; AC = 35,5% e CC = 10%, sendo similar e não significativa em relação aos controles (p = 0,83). Não houve aumento do risco de infarto agudo do miocárdio nas comparações dos genótipos CC vs AA (OR = 1,35; IC-95% = 0,50 - 3,59), AC vs AA (OR = 1,03; IC-95% = 0,58 - 1,84 e AA+AC vs AA (OR = 1,33; IC-95% = 0,51 - 3,45). Nenhum dos critérios de severidade teve associação significativa com os genótipos. CONCLUSÃO: Os nossos resultados indicam não haver associação do polimorfismo A1166C do AT1R com o infarto agudo do miocárdio e nem com a severidade da doença arterial coronariana segundo nossos resultados.

Prevalência e fatores de risco na associação entre doença arterial coronariana e aneurisma de aorta

OBJETIVO: Avaliar a prevalência da doença arterial coronariana (DAC) em portadores de aneurisma de aorta (AA), bem como as diferenças relacionadas às diferentes topografias. Descrever os principais fatores de risco para DAC relacionados a esta associação e suas eventuais diferenças de acordo com as diferentes topografias. MÉTODOS: Estudo prospectivo, aberto, não randomizado que avaliou 95 pacientes (62 homens, 33 mulheres, idade 63 ± 11,8 anos) com AA. Todos os pacientes, assintomáticos para DAC, possuíam tomografia computadorizada de aorta e angiografia coronariana. De acordo com a topografia do AA, eles foram divididos em três grupos: 1) pacientes com AA torácica (AAT); 2) com AA toracoabdominal (ATA) e 3) com AA abdominal (AAA). Foi criado um banco de dados com as informações clínicas e de exames complementares. A análise estatística realizada com o teste t de Student ou análise de variância (ANOVA) para as variáveis contínuas e qui-quadrado para as categóricas, sendo considerado p significante quando < 0,05. RESULTADOS: A prevalência de DAC foi de 63,1%, e o AAA apresentou maior prevalência quando comparado ao AAT e ATA (76% vs. 70% vs. 30%, p = 0,001). A análise comparativa dos fatores de risco para DAC de acordo com a topografia do AA revelou que os pacientes com AAA eram mais tabagistas (74,5% vs. 42,3% vs. 60%, p = 0,01) e dislipêmicos (54,2% vs 19,9% vs 60%, p = 0,007). Quanto à gravidade das lesões coronarianas na população de pacientes com AA, 12 (20%) possuíam pelo menos uma lesão coronariana > 70% e 19 (31,6%) > 50%. Quinze pacientes (25%) eram uniarteriais, 11 (18%) biarteriais e 34 (57%) triarteriais. CONCLUSÃO: Em portadores de AA a prevalência de DAC assintomática é elevada, principalmente naqueles com AAA. Os resultados deste estudo sugerem a necessidade de uma estratificação diagnóstica para DAC nos portadores de AA, principalmente nos com AAA.

Acometimento cardíaco em Casos de Doença de Chagas Aguda da Amazônia

Descreve-se o acometimento cardíaco em cinco pacientes autóctones da Amazônia com diagnóstico de Doença de Chagas Aguda (DCA). Quatro desses pacientes apresentaram provável transmissão oral. Todos apresentaram algum grau de acometimento cardíaco, não havendo nenhum óbito.

Assessment of Galectin-3 Polymorphism in Subjects with Chronic Chagas Disease

AbstractBackground:Galectin-3, a β-galactoside binding lectin, has been described as a mediator of cardiac fibrosis in experimental studies and as a risk factor associated with cardiovascular events in subjects with heart failure. Previous studies have evaluated the genetic susceptibility to Chagas disease in humans, including the polymorphisms of cytokine genes, demonstrating correlations between the genetic polymorphism and cardiomyopathy development in the chronic phase. However, the relationship between the galectin-3 single nucleotide polymorphism (SNP) and phenotypic variations in Chagas disease has not been evaluated.Objective:The present study aimed to determine whether genetic polymorphisms of galectin-3 may predispose to the development of cardiac forms of Chagas disease.Methods:Fifty-five subjects with Chagas disease were enrolled in this observational study. Real-time polymerase chain reaction (PCR) was used for genotyping the variants rs4644 and rs4652 of the galectin-3 gene.Results:For the SNP rs4644, the relative risk for the cardiac form was not associated with the genotypes AA (OR = 0.79, p = 0.759), AC (OR = 4.38, p = 0.058), or CC (OR = 0.39, p = 0.127). Similarly, for the SNP rs4652, no association was found between the genotypes AA (OR = 0.64, p = 0.571), AC (OR = 2.85, p = 0.105), or CC (OR = 0.49, p = 0.227) and the cardiac form of the disease.Conclusion:Our results showed no association between the different genotypes for both SNPs of the galectin-3 gene and the cardiac form of Chagas disease. (Arq Bras Cardiol. 2015; [online].ahead print, PP.0-0)

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.