Valores de referência para carboxiemoglobina

INTRODUÇÃO: Os valores de referência de indicadores biológicos são utilizados como parâmetros para interpretação de resultados de valores obtidos em indivíduos expostos ocupacionalmente aos agentes químicos. O Grupo Brasileiro para Estabelecimento dos Valores de Referência tem se dedicado a estas determinações objetivando estabelecer valores de referência para os diferentes bioindicadores em diversas regiões do País. Determinaram-se os valores de referência para a carboxiemoglobina (COHb) no Sul de Minas Gerais. MATERIAL E MÉTODO: A COHb foi analisada pelo método espectrofométrico, otimizado no laboratório de análises toxicológicas. Em todas as amostras também foram realizadas análises de alguns parâmetros bioquímicos e hematológicos para atestar o estado de saúde da população, constituída de 200 voluntários não-fumantes e não-expostos, por motivo profissional, ao monóxido de carbono. Cada indivíduo respondeu um questionário para levantamento de dados relevantes à interpretação dos resultados. Os valores de referência foram expressos em termos da média ± desvio-padrão, intervalo de confiança 95% e valor de referência superior. A distribuição estatística dos resultados obtidos foi realizada para possibilitar sua comparação com grupos de trabalhadores, preferentemente à avaliação individual. RESULTADOS E CONCLUSÕES: O valor médio ± desvio-padrão para a carboxiemoglobina foi de 1,0 % ± 0,75; o intervalo de confiança 95%, entre 0,9 e 1,1 % e o valor de referência superior, de 2,5%. Através do teste t de Student (p < 0,05) não foi detectada diferença nos valores de acordo com o sexo, idade ou uso de bebidas alcoólicas. Os valores de referência encontrados foram similares aos reportados em outros países.

Variabilidade espacial da chuva durante o experimento LBA/TRMM 1999 na Amazônia

O objetivo desta pesquisa foi o de estudar a variabilidade espacial de chuvas convectivas na Amazônia, durante o experimento LBA/TRMM em 1999. Um conjunto de dados consistindo de 37 pluviômetros (divididos em 4 subconjuntos e com distância máxima entre eles de 50 km) foi utilizado, sendo estas medidas de pluviometria de meados de Dezembro de 1998 ao final de Fevereiro de 1999, que é o pico da estação chuvosa em Rondônia (sudoeste da Amazônia). A metodologia de correlação interestações (baseado em probabilidade condicional) e assumindo uma distribuição estatística log-normal bivariada foi aplicada aos dados de precipitação diária e os resultados mostraram que chuvas que ocorrem em uma distância inferior a 1 km de raio têm um alto valor de correlação (variando de 0,7 a 0,9) representando a validação de uma medida pontual de chuva. A curva ajustada da variação do coeficiente de correlação ( ro ) versus distância (d em km) foi: ro = 0,72 - 0,15 ln (d).

Análise de chuvas intensas a partir da desagregação das chuvas diárias de Lages e de Campos Novos (SC)

O conhecimento da magnitude das chuvas intensas é de fundamental importância para a elaboração de projetos hidráulicos e gerenciamento dos recursos hídricos em engenharia, além do dimensionamento de estruturas para o controle de erosão hídrica na conservação do solo. No entanto, informações sobre a intensidade da chuva só podem ser obtidas diretamente de pluviogramas, os quais nem sempre estão disponíveis no local de estudo, sendo mais comum a presença de dados de pluviômetro (chuva de "um dia"). Nesse caso, pode-se utilizar o método que desagrega as chuvas diárias em chuvas de 24 horas de duração e menores, possibilitando, assim, estimar as intensidades correspondentes. O estudo foi desenvolvido na Universidade do Estado de Santa Catarina (UDESC), em Lages (SC), durante o primeiro semestre de 1996. Utilizaram-se séries anuais de chuvas máximas de "um dia", obtidas de pluviômetros localizados em Lages e Campos Novos (SC), durante um período de 30 anos consecutivos (1966 a 1995). Aplicou-se a distribuição estatística de Gumbel para a obtenção das alturas de chuvas em períodos de retorno de 2, 5, 10, 15, 20, 25, 50 e 100 anos e, a partir destas, o modelo de desagregação de chuvas diárias, obtendo-se as alturas máximas esperadas para tempos de duração entre 24 horas e 5 minutos e suas respectivas intensidades máximas médias. Foram obtidas as curvas intensidade-duração-freqüência (I-D-F) para os tempos de retorno selecionados, bem como suas relações matemáticas. Para Lages, a equação da família de curvas I-D-F obtida foi: I = 2050TR0,20 (T + 29,41)-0,89 e, para Campos Novos, a equação foi I = 2157TR0,17(T + 29,42) -0,89: , em que i é a intensidade máxima média (mm h-1),T a duração (minuto) e TR o período de retorno (ano) das chuvas.

Valores de tensão na determinação da curva de retenção de água de solos do Cerrado

A curva de retenção de água do solo é essencial para o estudo das relações solo-água. A escolha do número e da combinação de pontos a serem levantados para o seu traçado normalmente é feita de forma arbitrária. O objetivo deste trabalho foi definir o menor número e a melhor combinação de pontos de tensão que resultem na descrição da curva de retenção de água de solos do Cerrado. Utilizaram-se cinco curvas de retenção de diferentes solos como referência, cada uma com 15 pontos medidos pelo método da centrífuga e ajustada ao modelo de Genuchten. A partir desses 15 pontos, 385 curvas foram geradas para cada solo, com seis, sete, oito e nove pontos, a fim de serem comparadas com a curva de referência. A análise da distribuição estatística da soma de quadrados dos erros padronizados, entre as curvas geradas e as respectivas curvas de referência, permitiu definir um modelo de probabilidade que serviu como instrumento para a escolha das melhores combinações de pontos de tensão. A combinação definida pelos oito valores de tensão de 1, 3, 6, 10, 35, 84, 611 e 1.515 kPa é a recomendada para o levantamento das curvas de retenção de água de solos do Cerrado.

Momentos-L: teoria e aplicação em hidrologia

Esta nota técnica foi redigida com o objetivo de apresentar o método momentos-L, que tem sido proposto para o cálculo dos parâmetros das principais distribuições de probabilidades utilizadas em estudos hidrológicos. Também foi seu objetivo inferir sobre o tipo de distribuição estatística mais empregada em aplicações específicas. Com base na revisão, pôde-se concluir que, ao analisar dados de eventos extremos, é recomendável testar a aderência, pelo menos, das seguintes distribuições de três parâmetros: Generalizada Logística, Generalizada de Eventos Extremos, Generalizada Normal, Pearson tipo III e Generalizada de Pareto. Concluiu-se também que os parâmetros dessas distribuições, e seus quantis, devem ser estimados utilizando os momentos-L derivados dos momentos ponderados por probabilidade.

Avaliação do ajuste das funções weibull e hiperbólica a dados de povoamentos de eucalipto submetidos a desbaste

O objetivo deste estudo foi avaliar as funções de Weibull e Hiperbólica quanto à capacidade de descrição da estrutura diamétrica de povoamentos de eucalipto submetidos a desbaste. As funções com quatro e três parâmetros foram ajustadas a dados de 48 parcelas permanentes instaladas em um povoamento desbastado de um clone híbrido de eucalipto (Eucalyptus grandis x Eucalyptus urophylla), localizado na região Nordeste do Estado da Bahia. Essas parcelas foram mensuradas em 10 ocasiões, a partir de 27 meses de idade. Foi avaliado, também, o ajuste da função Weibull de dois parâmetros por aproximação linear. A aderência foi avaliada pelo teste de Kolmogorov-Smirnov. Também, foram comparadas as somas de quadrados dos resíduos (SQR), dos diferentes ajustamentos. Todas as funções apresentaram aderência aos dados (P>0,01). A função hiperbólica apresentou menor soma de quadrados de resíduos e menores valores para o teste de aderência. A função Weibull, quando ajustada por aproximação linear, apresentou os maiores valores de soma de quadrado de resíduos e de significância no teste de aderência. Foi comprovada a ineficiência do ajuste da função Weibull por aproximação linear.

Análise estatística da distribuição de Poisson

The general properties of POISSON distributions and their relations to the binomial distribuitions are discussed. Two methods of statistical analysis are dealt with in detail: X2-test. In order to carry out the X2-test, the mean frequency and the theoretical frequencies for all classes are calculated. Than the observed and the calculated frequencies are compared, using the well nown formula: f(obs) - f(esp) 2; i(esp). When the expected frequencies are small, one must not forget that the value of X2 may only be calculated, if the expected frequencies are biger than 5. If smaller values should occur, the frequencies of neighboroughing classes must ge pooled. As a second test reintroduced by BRIEGER, consists in comparing the observed and expected error standard of the series. The observed error is calculated by the general formula: δ + Σ f . VK n-1 where n represents the number of cases. The theoretical error of a POISSON series with mean frequency m is always ± Vm. These two values may be compared either by dividing the observed by the theoretical error and using BRIEGER's tables for # or by dividing the respective variances and using SNEDECOR's tables for F. The degree of freedom for the observed error is one less the number of cases studied, and that of the theoretical error is always infinite. In carrying out these tests, one important point must never be overlloked. The values for the first class, even if no concrete cases of the type were observed, must always be zero, an dthe value of the subsequent classes must be 1, 2, 3, etc.. This is easily seen in some of the classical experiments. For instance in BORKEWITZ example of accidents in Prussian armee corps, the classes are: no, one, two, etc., accidents. When counting the frequency of bacteria, these values are: no, one, two, etc., bacteria or cultures of bacteria. Ins studies of plant diseases equally the frequencies are : no, one, two, etc., plants deseased. Howewer more complicated cases may occur. For instance, when analising the degree of polyembriony, frequently the case of "no polyembryony" corresponds to the occurrence of one embryo per each seed. Thus the classes are not: no, one, etc., embryo per seed, but they are: no additional embryo, one additional embryo, etc., per seed with at least one embryo. Another interestin case was found by BRIEGER in genetic studies on the number os rows in maize. Here the minimum number is of course not: no rows, but: no additional beyond eight rows. The next class is not: nine rows, but: 10 rows, since the row number varies always in pairs of rows. Thus the value of successive classes are: no additional pair of rows beyond 8, one additional pair (or 10 rows), two additional pairs (or 12 rows) etc.. The application of the methods is finally shown on the hand of three examples : the number of seeds per fruit in the oranges M Natal" and "Coco" and in "Calamondin". As shown in the text and the tables, the agreement with a POISSON series is very satisfactory in the first two cases. In the third case BRIEGER's error test indicated a significant reduction of variability, and the X2 test showed that there were two many fruits with 4 or 5 seeds and too few with more or with less seeds. Howewer the fact that no fruit was found without seed, may be taken to indicate that in Calamondin fruits are not fully parthenocarpic and may develop only with one seed at the least. Thus a new analysis was carried out, on another class basis. As value for the first class the following value was accepted: no additional seed beyond the indispensable minimum number of one seed, and for the later classes the values were: one, two, etc., additional seeds. Using this new basis for all calculations, a complete agreement of the observed and expected frequencies, of the correspondig POISSON series was obtained, thus proving that our hypothesis of the impossibility of obtaining fruits without any seed was correct for Calamondin while the other two oranges were completely parthenocarpic and fruits without seeds did occur.

Magnitude, distribuição espacial e tendência da anemia em pré-escolares da Paraíba

OBJETIVO: Avaliar a magnitude, a distribuição espacial e a tendência temporal da anemia em pré-escolares no Estado da Paraíba, Brasil. MÉTODOS: Corte transversal com amostra aleatória, do tipo multietapas, em oito cidades da zona urbana, de três mesorregiões do Estado da Paraíba, no ano de 1992, pela qual foram selecionados aleatoriamente 1.287 pré-escolares de ambos os sexos. A hemoglobina foi dosada pelo método da cianometa-hemoglobina em sangue venoso, empregando <11,0 g/dl como ponto de corte para anemia. A análise estatística de proporções incluiu o teste do qui-quadrado e a de médias, os de Mann-Whitney e Kruskal-Wallis, com intervalo de confiança de 95%. RESULTADOS: A prevalência da anemia no Estado da Paraíba foi de 36,4% (IC 33,7-39,1), maior (p= 0,00) do que a de 1982, que foi de 19,3% (IC 17,3-21,5). Apenas 1,0% (IC 0,6-1,8) e 6,8% (IC 5,5-8,3) dos casos de anemia foram categorizados nas formas grave e moderada, respectivamente. Crianças do sexo masculino apresentaram concentrações médias de hemoglobina mais baixas (p=0,00), e crianças menores de três anos constituíram o grupo biológico de maior suscetibilidade ao desenvolvimento do quadro carencial (p=0,00). O segundo ano de vida mostrou-se como o período vital mais crítico à exacerbação da deficiência nutricional (p=0,00). A mesorregião do Agreste configurou-se como o espaço geográfico de maior risco (p=0,00), desenhando uma outra dinâmica epidemiológica do problema, comparada àquela de 1982, em que a mesorregião do Sertão representava a área geográfica de maior risco para a deficiência. CONCLUSÕES: Os resultados mostraram que a anemia é um problema de saúde pública do tipo moderado, segundo os critérios internacionais para caracterizar a endemia em escala epidemiológica. Admitindo-se a comparabilidade entre os dois cortes transversais em análise, concluiu-se pelo caráter evolutivo ascendente na prevalência da anemia nutricional (+88,5%) em todas as três mesorregiões, no período de 10 anos, entre 1982-1992.

Distribuição espacial da infecção por Ascaris lumbricoides

OBJETIVO: Estimar áreas de risco para a ocorrência de carga parasitária produzida pelo Ascaris lumbricoides, por meio da utilização de técnicas de geoprocessamento e análise geoestatística. MÉTODOS: Foram selecionados 19 setores censitários para a realização do inquérito copro-parasitológico e domiciliar na localidade de Parque Fluminense, no município de Duque de Caxias, RJ. Foram amostradas e plotadas no centróide de seu respectivo domicílio 1.664 crianças com idade entre 1 e 9 anos. As técnicas de geoestatística permitiram a análise exploratória espacial, variografia e krigagem ordinária. A análise estatística inclui teste "t" de Student, odds ratio e intervalos de confiança de 95%. RESULTADOS: A prevalência encontrada para A. lumbricoides foi de 27,5%. A renda familiar, o nível de escolaridade da dona de casa e as condições peridomiciliares foram identificados como fatores significativamente associados à ocorrência de ascaríase. Um modelo de semivariograma isotrópico esférico com alcance de 150 metros, contribuição de 0,45 e efeito pepita de 0,55 foi empregado na krigagem ordinária. CONCLUSÕES: A continuidade espacial de aproximadamente 150 metros corrobora a influência do peridomicílio na ascaríase. Pela krigagem ordinária, foi possível estimar a ocorrência da doença em toda a área de estudo e construir um mapa de risco.

Disponibilidade domiciliar de alimentos no Brasil: distribuição e evolução (1974-2003)

OBJETIVO: Descrever a distribuição da disponibilidade domiciliar de alimentos no Brasil em 2002-2003 e avaliar sua evolução nas áreas metropolitanas do País no período 1974-2003. MÉTODOS: A principal base de dados do estudo é a Pesquisa de Orçamento Familiar de 2002-2003 realizada pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística em 48.470 domicílios brasileiros. Em cada domicílio, num período de sete dias consecutivos, foram registradas todas as aquisições, monetárias ou não monetárias, de alimentos e bebidas para consumo familiar. As quantidades de alimentos adquiridas foram transformadas em calorias e macronutrientes, usando tabelas de composição alimentar. RESULTADOS: Características positivas do padrão alimentar, encontradas em todas as regiões e em todas as classes de rendimento, foram a adequação do teor protéico das dietas e o elevado aporte relativo de proteínas de alto valor biológico. Características negativas, também disseminadas no País, foram excesso de açúcar e presença insuficiente de frutas e hortaliças na dieta. Nas regiões economicamente mais desenvolvidas, no meio urbano e entre famílias com maior rendimento houve também excesso de gorduras em geral e de gorduras saturadas. A evolução nas áreas metropolitanas do País evidenciou declínio no consumo de alimentos básicos, como arroz e feijão, aumentos de até 400% no consumo de produtos industrializados, como biscoitos e refrigerantes, persistência do consumo excessivo de açúcar e insuficiente de frutas e hortaliças e aumento no teor da dieta em gorduras em geral e gorduras saturadas. CONCLUSÕES: Padrões e tendências da disponibilidade domiciliar de alimentos no Brasil são consistentes com a importância crescente de doenças crônicas não transmissíveis no perfil de morbi-mortalidade e com o aumento contínuo da prevalência da obesidade no País.

Variância intrapessoal para ajuste da distribuição de nutrientes em estudos epidemiológicos

O objetivo do estudo foi apresentar a fração da variância intrapessoal para ajuste da distribuição de nutrientes de adultos e idosos. Utilizaram-se dados de inquérito populacional com amostra representativa (n = 511) de indivíduos com 19 anos ou mais do município de São Paulo, SP, em 2007. A fração da variância intrapessoal foi obtida pelo método proposto pela Iowa State University. Observaram-se diferenças nas frações das variâncias intrapessoais de nutrientes segundo sexo. Esses valores devem ser utilizados para ajustar a distribuição da ingestão de nutrientes, pois sua não utilização pode resultar em viés na análise e interpretação de dados.

Distribuição regional e socioeconômica da disponibilidade domiciliar de alimentos no Brasil em 2008-2009

OBJETIVO: Descrever a distribuição regional e socioeconômica da disponibilidade domiciliar de alimentos no Brasil. MÉTODOS: Estudo com dados secundários da Pesquisa de Orçamentos Familiares 2008-2009, realizada pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística sobre aquisições de alimentos e bebidas para consumo domiciliar. As quantidades de alimentos, registradas durante sete dias consecutivos nos 55.970 domicílios brasileiros amostrados, foram transformadas em calorias e nutrientes. Indicadores de qualidade da dieta foram construídos e analisados segundo estratos socioeconômicos e regionais da população brasileira. RESULTADOS: O teor protéico da disponibilidade alimentar mostrou-se adequado em todos os estratos regionais e econômicos. Em contrapartida, observou-se excesso de açúcares livres e de gorduras em todas as regiões, especialmente nas regiões Sul e Sudeste. A proporção de gorduras saturadas foi elevada no meio urbano e consistente com a maior participação de produtos de origem animal. A presença insuficiente de frutas, legumes e verduras foi comum em todas as regiões. Intensificação do teor de gorduras e diminuição do teor de carboidratos da dieta foram observadas com o aumento da renda. CONCLUSÕES: As características negativas da qualidade da dieta da população brasileira observadas ao final da primeira década do século XXI conferem alta prioridade para políticas públicas de promoção da alimentação saudável.

Aspectos epidemiológicos e distribuição geográfica da esquistossomose e geo-helmintos, no Estado de Sergipe, de acordo com os dados do Programa de Controle da Esquistossomose

INTRODUÇÃO: A esquistossomose é endêmica no Brasil, com elevada prevalência no Estado de Sergipe, apesar da existência do Programa de Controle da Esquistossomose (PCE). MÉTODOS: Foi realizado levantamento de dados do PCE-Sergipe de 2005 a 2008. A partir da matriz bruta formulou-se planilha de dados no software Access e analisou-se frequência e distribuição geográfica das infecções por Schistosoma mansoni e outros enteroparasitos. Estes dados foram exportados para o software Spring 5.0.5 para georreferenciamento e confecção de mapas temáticos de distribuição espacial e temporal por ano de avaliação. RESULTADOS: Foram positivos para S. mansoni 13,6% (14471/106287) de exames nos anos de 2005, 11,2% (16196/145069) em 2006, 11,8% (10220/86824) em 2007 e 10,6% (8329/78859) em 2008. A análise de mapas mostrou elevada prevalência da doença em Sergipe, em particular nos municípios Ilha das Flores, Santa Rosa de Lima, Santa Luzia do Itanhi e São Cristóvão. Além disso, avaliamos a associação entre as frequências dessas doenças parasitárias com indicadores sociais e de desenvolvimento dos diferentes municípios, de acordo com os dados do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE) e da Superintendência de Recursos Hídricos (SRH). Observamos que os municípios com prevalência da esquistossomose maior do que 15% têm menor concentração de rede de esgotos (índice de higiene); p = 0,05. Adicionalmente, os municípios com prevalência de infecção por ancilostomídeos maior do que 10% apresentam um menor IDH educacional; p = 0,04. CONCLUSÕES: Ressalta-se a importância de maior controle dos fatores de risco ambientais e educacionais, na tentativa de reduzir prevalências dessas doenças parasitárias.

Distribuição espacial da granulometria, cor e carbono orgânico do solo ao longo de um transecto em microbacias na Amazônia meridional

O objetivo deste estudo foi determinar, em nível de detalhe, a distribuição e a variabilidade espacial da argila, do índice de avermelhamento e do carbono orgânico do solo, ao longo de transecto que cruza classes pedológicas distintas dentro de quatro microbacias, sob floresta tropical em Juruena (MT). Para isso, foram selecionados 34 pontos e coletadas amostras de solo nas profundidades de 0 a 20 cm e 40 a 60 cm. Os dados foram analisados por estatística descritiva e geoestatística. As maiores variabilidades espaciais ocorreram dentro da classe do Latossolo Vermelho-Amarelo Distrófico. Estes ocorrem nas elevações superiores a 280 m, enquanto os Plintossolos e Argissolos (com caráter plíntico) têm ocorrência restrita às áreas com altimetrias menores. Ao longo do transecto há maior variabilidade nos atributos índice de avermelhamento e argila; as áreas com piores condições de drenagens apresentaram menor variação espacial e menores índice de avermelhamento, isto é, maior homogeneidade da cor dos horizontes diagnósticos.

Variação do número e da distribuição dos espinhos nos frutos da Mamoneira (Ricinus communis, L)

1) O caráter presença de espinhos nos frutos da mamoneira é determinado por um par de fatores dominantes SS, sendo a forma recessiva ss, inerme. A interação alélica nao é bem intermediária, havendo uma predominância do fator S. Êste resultado foi anteriormente constatado por HARLAND (7), PEAT (8), DOMINGO (2), GURGEL (4) e FERNANDES (3). 2) A constatação da segregação 1 SS : 2 Ss : 1 ss foi feita após extensivas contagens de espinhos, tanto na forma paternal, como também no Fl, F2 e "back-cross". Por essas contagens foi verificado que existem variedades com números diferentes de espinhos, podendo-se distinguir dois tipos: variedades que têm muitos espinhos, com uma média aproximada de 170 espinhos por fruto e variedades que têm um número médio de espinhos, com uma média aproximada de 113 espinhos por fruto. 3) Embora a segregação dos fatores S e s seja monofatorial, todavia foi constadada por uma análise estatística detalhada, a presença de gens modificadores agindo na geração F2, introduzidos pelos tipos paternais. Assim, o segregante SS no F2, tem mais espinhos do que o pai homozigoto da mesma constituição. 4) Foram encontrados dois novos gens cal e ca2, com interação não alélica do tipo de polimeria complementar duplo-recessiva, dando no F2 uma segregação de 15 com espinhos uniformes : 1 com espinho careca, no "back-cross" uma segregação de 3 com espinhos uniformes : 1 com espinho careca. Estes gens determinaram, nos frutos com espinhos, a formação de zonas sem espinhos, ou como denominamos, "carecas". Estes novos fatores foram encontrados numa única variedade, de n.° 51, conhecida por laciniada, em virtude da for- ma especial de suas fôlhas. Esta variedade é de côr verde, apresenta cera na haste e possui numerosos cachos, porém pequenos. Ê tida como planta ornamental e foi originalmente importada de Erfurt, Alemanha. 5) Mesmo nas variedades inermes foi constatada a presença dos gens Cal e Ca2, para distribuição uniforme de espinhos, embora nas ditas variedades não se possa identificar a sua presença, em virtude do gen s ser epistático recessivo sobre Cal e Ca2. 6) Uma vez que os fatores S e CalCa2 sao independentes, isto é, possivelmente situados em cromosômios diferentes, fazendo-se o cruzamento de variedades com espinho careca x variedades sem espinho, obtem-se o PI com número de espinhos intermediário e distribuição uniforme. No F2 obtém-se a segregação de 45 com espinho uniforme : 3 com espinho careca : 16 sem espinho e no "back-cross" a segregação de 3 com espinho uniforme : 1 com espinho careca : 4 sem espinho.