Método de simulação e escolha de fatores na análise dos principais componentes

OBJETIVO: Existem vários critérios para a escolha do número de componentes a serem mantidos na análise de componentes principais. Esta escolha pode dar-se por critérios arbitrários (critério de Kaiser p.ex.) ou subjetivos (fatores interpretáveis). Apresenta-se o critério de simulação de Lébart e Dreyfus. MÉTODO: É gerada uma matriz de números aleatórios, sendo realizada a análise de componentes principais a partir dessa matriz. Os componentes extraídos de um conjunto de dados como este representam um limite inferior que deve ser ultrapassado para que um componente possa ser selecionado. Utiliza-se como exemplo a análise de componentes principais da escala de Hamilton para a depressão (17 itens) numa amostra de 130 pacientes. RESULTADOS E CONCLUSÕES: O método de simulação é comparado com o método de Kaiser. É mostrado que o método de simulação mantém apenas os componentes clinicamente significativos ao contrário do método de Kaiser.

Ensaios clínicos aleatórios de larga escala em medicina cardiovascular perioperatória: uma proposta para delineamento, condução e gerenciamento eficiente

O número de pacientes submetidos a cirurgias não-cardíacas está aumentando no mundo todo. A fim de ministrar uma assistência eficiente aos pacientes durante a cirurgia, precisamos melhorar nosso conhecimento sobre como evitar eventos cardiovasculares perioperatórios maiores durante a cirurgia não-cardíaca. Para atingir este objetivo, é necessário realizar ensaios clínicos aleatórios, os quais podem fornecer resultados conclusivos e confiáveis neste campo. Esta revisão narrativa descreve uma proposta para o delineamento, condução e gerenciamento de ensaios clínicos aleatórios de larga escala em medicina cardiovascular perioperatória.

A determinação dos números de indivíduos mínimos necessários na experimentação genética

The main object of the present paper consists in giving formulas and methods which enable us to determine the minimum number of repetitions or of individuals necessary to garantee some extent the success of an experiment. The theoretical basis of all processes consists essentially in the following. Knowing the frequency of the desired p and of the non desired ovents q we may calculate the frequency of all possi- ble combinations, to be expected in n repetitions, by expanding the binomium (p-+q)n. Determining which of these combinations we want to avoid we calculate their total frequency, selecting the value of the exponent n of the binomium in such a way that this total frequency is equal or smaller than the accepted limit of precision n/pª{ 1/n1 (q/p)n + 1/(n-1)| (q/p)n-1 + 1/ 2!(n-2)| (q/p)n-2 + 1/3(n-3) (q/p)n-3... < Plim - -(1b) There does not exist an absolute limit of precision since its value depends not only upon psychological factors in our judgement, but is at the same sime a function of the number of repetitions For this reasen y have proposed (1,56) two relative values, one equal to 1-5n as the lowest value of probability and the other equal to 1-10n as the highest value of improbability, leaving between them what may be called the "region of doubt However these formulas cannot be applied in our case since this number n is just the unknown quantity. Thus we have to use, instead of the more exact values of these two formulas, the conventional limits of P.lim equal to 0,05 (Precision 5%), equal to 0,01 (Precision 1%, and to 0,001 (Precision P, 1%). The binominal formula as explained above (cf. formula 1, pg. 85), however is of rather limited applicability owing to the excessive calculus necessary, and we have thus to procure approximations as substitutes. We may use, without loss of precision, the following approximations: a) The normal or Gaussean distribution when the expected frequency p has any value between 0,1 and 0,9, and when n is at least superior to ten. b) The Poisson distribution when the expected frequecy p is smaller than 0,1. Tables V to VII show for some special cases that these approximations are very satisfactory. The praticai solution of the following problems, stated in the introduction can now be given: A) What is the minimum number of repititions necessary in order to avoid that any one of a treatments, varieties etc. may be accidentally always the best, on the best and second best, or the first, second, and third best or finally one of the n beat treatments, varieties etc. Using the first term of the binomium, we have the following equation for n: n = log Riim / log (m:) = log Riim / log.m - log a --------------(5) B) What is the minimun number of individuals necessary in 01der that a ceratin type, expected with the frequency p, may appaer at least in one, two, three or a=m+1 individuals. 1) For p between 0,1 and 0,9 and using the Gaussean approximation we have: on - ó. p (1-p) n - a -1.m b= δ. 1-p /p e c = m/p } -------------------(7) n = b + b² + 4 c/ 2 n´ = 1/p n cor = n + n' ---------- (8) We have to use the correction n' when p has a value between 0,25 and 0,75. The greek letters delta represents in the present esse the unilateral limits of the Gaussean distribution for the three conventional limits of precision : 1,64; 2,33; and 3,09 respectively. h we are only interested in having at least one individual, and m becomes equal to zero, the formula reduces to : c= m/p o para a = 1 a = { b + b²}² = b² = δ2 1- p /p }-----------------(9) n = 1/p n (cor) = n + n´ 2) If p is smaller than 0,1 we may use table 1 in order to find the mean m of a Poisson distribution and determine. n = m: p C) Which is the minimun number of individuals necessary for distinguishing two frequencies p1 and p2? 1) When pl and p2 are values between 0,1 and 0,9 we have: n = { δ p1 ( 1-pi) + p2) / p2 (1 - p2) n= 1/p1-p2 }------------ (13) n (cor) We have again to use the unilateral limits of the Gaussean distribution. The correction n' should be used if at least one of the valors pl or p2 has a value between 0,25 and 0,75. A more complicated formula may be used in cases where whe want to increase the precision : n (p1 - p2) δ { p1 (1- p2 ) / n= m δ = δ p1 ( 1 - p1) + p2 ( 1 - p2) c= m / p1 - p2 n = { b2 + 4 4 c }2 }--------- (14) n = 1/ p1 - p2 2) When both pl and p2 are smaller than 0,1 we determine the quocient (pl-r-p2) and procure the corresponding number m2 of a Poisson distribution in table 2. The value n is found by the equation : n = mg /p2 ------------- (15) D) What is the minimun number necessary for distinguishing three or more frequencies, p2 p1 p3. If the frequecies pl p2 p3 are values between 0,1 e 0,9 we have to solve the individual equations and sue the higest value of n thus determined : n 1.2 = {δ p1 (1 - p1) / p1 - p2 }² = Fiim n 1.2 = { δ p1 ( 1 - p1) + p1 ( 1 - p1) }² } -- (16) Delta represents now the bilateral limits of the : Gaussean distrioution : 1,96-2,58-3,29. 2) No table was prepared for the relatively rare cases of a comparison of threes or more frequencies below 0,1 and in such cases extremely high numbers would be required. E) A process is given which serves to solve two problemr of informatory nature : a) if a special type appears in n individuals with a frequency p(obs), what may be the corresponding ideal value of p(esp), or; b) if we study samples of n in diviuals and expect a certain type with a frequency p(esp) what may be the extreme limits of p(obs) in individual farmlies ? I.) If we are dealing with values between 0,1 and 0,9 we may use table 3. To solve the first question we select the respective horizontal line for p(obs) and determine which column corresponds to our value of n and find the respective value of p(esp) by interpolating between columns. In order to solve the second problem we start with the respective column for p(esp) and find the horizontal line for the given value of n either diretly or by approximation and by interpolation. 2) For frequencies smaller than 0,1 we have to use table 4 and transform the fractions p(esp) and p(obs) in numbers of Poisson series by multiplication with n. Tn order to solve the first broblem, we verify in which line the lower Poisson limit is equal to m(obs) and transform the corresponding value of m into frequecy p(esp) by dividing through n. The observed frequency may thus be a chance deviate of any value between 0,0... and the values given by dividing the value of m in the table by n. In the second case we transform first the expectation p(esp) into a value of m and procure in the horizontal line, corresponding to m(esp) the extreme values om m which than must be transformed, by dividing through n into values of p(obs). F) Partial and progressive tests may be recomended in all cases where there is lack of material or where the loss of time is less importent than the cost of large scale experiments since in many cases the minimun number necessary to garantee the results within the limits of precision is rather large. One should not forget that the minimun number really represents at the same time a maximun number, necessary only if one takes into consideration essentially the disfavorable variations, but smaller numbers may frequently already satisfactory results. For instance, by definition, we know that a frequecy of p means that we expect one individual in every total o(f1-p). If there were no chance variations, this number (1- p) will be suficient. and if there were favorable variations a smaller number still may yield one individual of the desired type. r.nus trusting to luck, one may start the experiment with numbers, smaller than the minimun calculated according to the formulas given above, and increase the total untill the desired result is obtained and this may well b ebefore the "minimum number" is reached. Some concrete examples of this partial or progressive procedure are given from our genetical experiments with maize.

Aparato burocrático e os números do ensino: uma abordagem histórica

Neste texto procurou-se sistematizar as iniciativas que contribuíram para a constituição de um sistema nacional de estatísticas educacionais no Brasil, especialmente no período de 1871 a 1931. São indicados esforços, realizações e disputas de idéias que concorreram para a consolidação das informações quantitativas sobre educação como instrumento de descrição da "realidade", considerado legítimo e como guia das ações do Estado.

Melhoria da qualidade da informação organizacional pela agregação de resumo: análise de softwares geradores de resumo (summarizers)

A concisão é característica central da informação de qualidade, sendo o resumo o principal recurso para sua atribuição à informação organizacional. O resumo proporciona aos pesquisadores rápida compreensão da informação, melhora os níveis de acesso e utilização dos acervos de informações corporativas. A pesquisa avaliou a capacidade de softwares para geração automática de resumos (softwares resumidores) em selecionar as unidades de texto que expressem as ideias centrais em informações textuais extensas. Geraram-se, a partir desses, resumos para um artigo amplamente conhecido; estes, em conjunto com o resumo original do autor, foram avaliados por 20 pesquisadores, profundos conhecedores do texto. Observou-se que o autor humano apresenta qualidade superior, porém o nível de qualidade dos resumos gerados pelas novas gerações de softwares resumidores permite considerá-los como ferramentas importantes aos centros de informações organizacionais que necessitam agregar valor às suas coleções de informações.

Precisão experimental relacionada a tamanhos de parcelas, números de tratamentos e repetições em nabo forrageiro

O objetivo deste trabalho foi determinar a precisão experimental na avaliação da massa de matéria verde de nabo forrageiro, em cenários formados por combinações de tamanhos de parcela e número de tratamentos e de repetições. Utilizaram-se os dados de massa de matéria verde de 3.456 unidades experimentais básicas de 0,5×0,5 m (0,25 m2). Os cenários (1.728) foram planejados e formados pela combinação de seis tamanhos de parcela (0,25, 0,50, 1,00, 1,50, 2,00 e 2,25 m2), i tratamentos (i = 5, 6,..., 20) e r repetições (r = 3, 4,..., 20). Em cada cenário, foram realizadas 2.000 reamostragens, com reposição. Calculou-se a média das 2.000 estimativas, em cada cenário, quanto à diferença mínima significativa pelo teste de Tukey, ao índice de variação e ao coeficiente de variação experimental. Essas estatísticas, nesta ordem, são adequadas para avaliar a precisão experimental. Para avaliar a massa de matéria verde de nabo forrageiro, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições, parcelas com o tamanho de seis unidades experimentais básicas (1,50 m2) são suficientes para identificar diferenças significativas entre tratamentos - menores ou iguais a 36,88% da média geral do experimento -, pelo teste de Tukey, a 5% de probabilidade, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições.

Alguns aspectos sobre geradores e radiofármacos de tecnécio-99m e seus controles de qualidade

Radiofármacos marcados com tecnécio-99m são os principais agentes para diagnósticos utilizados nas clínicas de medicina nuclear, em função de uma série de características físicas do radionuclídeo e pela praticidade dos radiofármacos serem preparados no local de uso, por meio de uma reação de complexação entre um agente complexante (fármaco) e o tecnécio-99m. Entretanto, durante esta reação podem ser geradas algumas impurezas que proporcionam a formação de produtos com baixa qualidade ou com características diferentes das desejadas. No presente trabalho serão apresentados alguns dos fatores que podem interferir na qualidade dos radiofármacos e os controles que podem ser utilizados para garantir sua qualidade.

A natureza dos números na República de Platão

É incontestável a presença das matemáticas nos diálogos de Platão, todavia o alcance e o sentido desta presença é matéria de controvérsia entre os especialistas. Alguns acreditam que os temas matemáticos empregados nos diálogos são fantasias matemáticas, outros defendem baseados, sobretudo no testemunho de Aristóteles, que Platão teria substituído na sua hipótese as formas inteligíveis pelos números ideais. Sem tomar partido de antemão nestas querelas, o que propomos aqui é uma investigação acerca da natureza dos números fundamentada exclusivamente nos textos de Platão, particularmente orientada por uma passagem do livro VII do diálogo República(525 b11- c3), em que Sócrates diz o seguinte: "Seria, portanto, conveniente colocar este estudo, ò Glaucon, dentro de uma legislação e persuadir aqueles que vão participar das grandes coisas na cidade a irem ao cálculo e a aplicarem-se a ele, não nos seus afazeres privados, mas até chegarem à contemplação da natureza dos números através da própria intelecção (...)".

Estudo Morfológico e Morfométrico da Mama de Ratas em Estro Permanente, Tratadas com Danazol

Objetivo: estudar os efeitos do danazol sobre a mama da rata em estro permanente. Métodos: os animais foram divididos em três grupos: os do grupo A (n = 12) receberam água (placebo), como grupo controle; os do grupo B (n = 13) foram expostos a 20 mg/kg de danazol por dia; os do grupo C (n = 10) foram expostos a 80 mg/kg de danazol por dia. A droga foi administrada durante 35 dias consecutivos. O estudo microscópico dos cortes avaliou a distribuição ductal e acinar. A histometria da relação ducto/estroma foi feita baseada nos princípios da estereologia, com ocular k-10X da Zeiss, com retículo de integração (Integrationsplatte I-retículo de Weibel de 25 hits), com aumento final de 100 vezes. Para cada lâmina estudada, foram contados 10 campos aleatórios, num total de 250 pontos. O teste aplicado foi a análise de variância por postos de Kruskal-Wallis, para comparar os três grupos em relação ao número médio de alvéolos e ductos nas mamas (alfa = 0,05). Resultados: em todos os grupos, os lóbulos apresentaram ao estudo morfológico alvéolos revestidos com células cúbicas com núcleos na sua porção central ou basal. Pequenas quantidades de material eosinofílico foram observadas em alguns casos na sua luz. À morfometria (magnificação de 100X) encontraram-se em média 28,6 ductos/10 campos no grupo A, 28,4 no grupo B e 29,2 no grupo C (análise de Kruskal-Wallis: Hcrit = 0,1). As médias dos números de alvéolos /10 campos foram 5,9 (grupo A), 9,3 (grupo B) e 6,5 (grupo C) (Kruskal-Wallis Hcrit = 2.9), sem diferença significativa entre os grupos. Conclusão: o danazol não causou nenhuma alteração significante na morfologia e morfometria do epitélio das mamas das ratas em estro permanente.

Números cromossômicos e implicações sistemáticas em espécies da subfamília Caesalpinioideae (Leguminosae) ocorrentes na região sul do Brasil

A subfamília Caesalpinioideae (Leguminosae) possui cerca de 2.800 espécies, muitas das quais ocorrem no Brasil. Para a região Sul do Brasil são citadas 56 espécies, distribuídas pelos mais diversos ambientes, com importância econômica, social e científica bastante grande, sendo ainda pouco conhecidas do ponto de vista citogenético e taxonômico. Neste estudo foram analisados, quanto ao número de cromossomos, 74 acessos de 27 táxons incluídos em 10 gêneros pertencentes às tribos Cassieae, Caesalpinieae e Cercideae. Os números cromossômicos encontrados foram 2n = 32, 28, 26, 24, 22, 16 e 14. Sete espécies tiveram seus números cromossômicos determinados pela primeira vez: Cassia leptophylla, Senna araucarietorum, S. hilariana, S. neglecta, S. oblongifolia, Chamaecrista repens e Pomaria stipularis. A maioria das espécies apresentaram 2n = 28 cromossomos, sendo observados também 2n = 26, 24 e 22. O gênero Chamaecrista diferenciase dos demais gêneros, pois todos os seus táxons apresentaram 2n = 32, 16 e 14 cromossomos, sendo o primeiro número supostamente originado por poliploidia. O número básico proposto para as espécies estudadas foi x = 14, com os demais números, x = 13, 12 e 11, tendo surgido provavelmente por disploidia e para o gênero Chamaecrista x = 8 e x = 7 para a espécie pertencente à seção Xerocalyx. A poliploidia pareceu importante na diversificação inicial do grupo, com ocorrência de uma série de reduções displóides no decorrer do processo evolutivo. O caráter número de cromossomos mostrou-se relevante na distinção de táxons do gênero Chamaecrista dos demais gêneros, sugerindo, juntamente com outros caracteres analisados e encontrados em literatura, a segregação deste dos demais gêneros pertencentes à tribo Cassieae.

Relação da presença de hiperacusia em pacientes com paralisia facial periférica de Bell

A paralisia de Bell é uma paralisia facial unilateral de início súbito e de causa desconhecida. Pode afetar a salivação, o paladar e o lacrimejamento dependendo do topografia do acometimento do nervo facial, e os pacientes podem referir hipersensibilidade auditiva. Nos pacientes com paralisia de Bell, o reflexo estapediano está ausente. OBJETIVO: O objetivo desta investigação foi o de verificar se os pacientes com paralisia de Bell apresentam hiperacusia. FORMA DE ESTUDO: Clínico prospectivo. MATERIAL E MÉTODO: Foram examinados 18 pacientes aleatórios apresentando paralisia facial periférica de Bell. Foi realizada avaliação otorrinolaringológica completa, teste de Hilger, teste de Schirmer, gustometria, audiometria tonal e vocal, imitanciometria e teste de desconforto auditivo. A faixa etária entre 31 e 40 anos foi a mais afetada pela PFP nesta amostra. RESULTADO: Os pacientes do sexo feminino foram os mais afetados estando acometidos em 61% dos casos. A hemi-face direita foi acometida em 56% dos casos. O grau de acometimento local mais encontrado foi o grau IV em 44% dos casos e os graus III e V em 28% dos casos cada. A queixa de hiperacusia esteve presente em apenas um paciente, o que representa 5,5% dos casos. Todos os pacientes estudados apresentaram diminuição nos gráficos audiométricos do limiar de tolerância auditiva, sendo que o reflexo estapediano protege, em média 16 dB, nestes pacientes. CONCLUSÃO: Portanto, concluímos que pacientes com paralisia de Bell apresentam clinicamente queixas de hiperacusia semelhantes da população geral, porém, audiometricamente, o limiar de tolerância auditivo no lado paralisado é menor do que em relação ao do lado normal.

Estudo das latências e amplitudes dos potenciais evocados auditivos de média latência em indivíduos audiologicamente normais

Estudo de coorte contemporânea com corte transversal. O Potencial Evocado Auditivo de Média Latência (PEAML) é gerado entre 10 e 80ms e possui múltiplos geradores, com maior contribuição da região tálamo-cortical. O estabelecimento de critérios de normalidade para os valores de latência e amplitude é necessário para uso clínico. OBJETIVOS: Analisar a latência e amplitude do PEAML em indivíduos sem alterações audiológicas, e verificar a confiabilidade da amplitude Pa-Nb. MATERIAL E MÉTODO: Foram coletados os PEAML de 25 indivíduos durante o ano de 2005 e analisados os componentes Na, Pa, Nb para cada orelha testada (A1 e A2), e posicionamento de eletrodo (C3 e C4). RESULTADOS: Observou-se diferença estatisticamente significante entre os valores médios de latência para C3A1 e C4A1 com relação aos componentes Na e Pa, não sendo encontrada esta diferença para o componente Nb e valores médios das amplitudes Na-Pa e Pa-Nb. CONCLUSÃO: Foram estabelecidos os valores das médias e desvios padrão para os parâmetros latência e amplitude dos componentes Na, Pa, Nb, e Na-Pa e Pa-Nb, nas condições C3A1, C4A1, C3A2, C4A2, proporcionando os parâmetros para a análise e interpretação deste potencial.

A eficácia do molde aberto para o controle do zumbido

O uso de próteses auditivas é uma boa opção para melhorar o zumbido e a perda de audição. OBJETIVO: Avaliar a resposta do zumbido à prótese retroauricular com molde aberto e com ventilação de alívio em pacientes com perda auditiva neurossensorial simétrica após um mês de uso. CASUÍSTICA E MÉTODOS: 50 pacientes atendidos no Grupo de Pesquisa em Zumbido com zumbido e perda auditiva bilateral foram submetidos a um ensaio clínico randomizado cego crossover: 26 pacientes iniciaram o ensaio utilizando molde aberto e 24 iniciaram usando ventilação de alívio. Após 30 dias de teste com o primeiro tipo de molde e um período de wash-out, o tipo de molde foi trocado e o segundo foi usado por 30 dias. O zumbido foi avaliado de modo qualitativo (melhora, inalterado e piora) e quantitativo (variação de 0 a 10 de uma escala numérica). RESULTADOS: 82% dos casos melhoraram do zumbido com pelo menos um tipo de molde e não houve diferença significante na diminuição do incômodo com o zumbido nas avaliações qualitativa e quantitativa com ambos os moldes. Entretanto 66% dos pacientes preferiram o molde aberto. CONCLUSÃO: A curto prazo, a melhora do zumbido com a prótese auditiva não depende do tamanho da ventilação do molde.