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.

Carbono total e δ13C em agregados do solo sob vegetação nativa e pastagem no bioma cerrado

Diferentes sistemas de uso e manejo alteram o teor de carbono no solo (C), porém diminuições no C do solo têm sido reportadas quando áreas de Cerrado nativo são convertidas em pastagem. Disso resulta a necessidade da realização de pesquisas em diferentes sistemas e condições edafoclimáticas, a fim de elucidar as tendências encontradas. O objetivo deste trabalho foi avaliar a agregação, os teores de C e a abundância natural de δ13C do solo em uma área cultivada há nove anos sob lavoura seguida de 20 anos sob pastagem, a qual atualmente apresenta sinais de degradação (PA), comparando-a a uma vegetação nativa no bioma Cerrado (CE) que ocorre em área adjacente. As áreas de estudo estão localizadas no município de Rio Verde (GO), em solo classificado como Latossolo Vermelho distrófico, de textura argilosa. Em amostras de solo coletadas nas camadas de 0-5, 5-10 e 10-20 cm de profundidade, foram determinados a distribuição de agregados estáveis em água (micro, meso e macroagregados), o diâmetro médio aritmético (DMA) e geométrico (DMG), os teores de C total e de δ13C, o tempo de residência média do C (TRM) e a fração da matéria orgânica leve livre (FLL). Os resultados indicaram que o uso sob lavoura seguido de pastagem reduziu em 21 % o estoque de C original, possivelmente devido ao menor aporte de material na FLL. O solo apresentou elevada agregação e não houve diferenças significativas entre as áreas avaliadas. No entanto, os teores de C nos macroagregados foram menores na PA em relação ao CE, enquanto nos microagregados não houve diferença entre os sistemas de uso, sugerindo, respectivamente, maior e menor sensibilidade ao manejo e menor e maior proteção do C por essas classes de agregados. Os valores de TRM e as análises isotópicas reforçaram esses resultados, mostrando, ainda, substituição de 83 % do C original durante os 29 anos de cultivo. O constante aporte de resíduos vegetais, assim como a manutenção do C no interior dos macro e mesoagregados, são importantes fatores para que ocorra o acúmulo de C nesse tipo de solo.

Carbono, nitrogênio e abundância natural de δ13c e δ15n em uma cronossequência de agricultura sob plantio direto no cerrado goiano

A conversão do cerrado nativo em sistemas agropecuários pode alterar com o passar dos anos de cultivo os teores de C e N, bem como o sinal isotópico do δ13C e δ15N do solo. Desta forma, o objetivo deste trabalho foi avaliar os teores de C, N e abundância natural de δ13C e δ15N no perfil do solo em uma cronossequência de agricultura sob sistema plantio direto (SPD) no cerrado goiano. Para isso, em Montividiu, GO, foram selecionadas áreas sob SPD com diferentes tempos de implantação: SPD com três anos de implantação (SPD3), SPD com 15 anos de implantação (SPD15) e SPD com 20 anos de implantação (SPD20), as quais foram comparadas com áreas de cerrado nativo (CE) e pastagem (PA). Foram coletadas amostras de solo nas profundidades de 0,00-0,05; 0,05-0,10; 0,10-0,20; 0,20-0,30; 0,30-0,40; 0,40-0,50; 0,50-0,60; 0,60-0,80; e 0,80-1,00 m. O solo das áreas de estudo foi classificado como Latossolo Vermelho distroférrico. O manejo do solo sob SPD após 20 anos aumentou os teores de C e N na camada superficial do solo (0,00-0,05 m), em relação às outras áreas avaliadas. Nas demais profundidades avaliadas, observou-se que está ocorrendo aumento nos teores C e N com o passar dos anos de adoção do SPD (três para 15 anos); no entanto, tais áreas ainda não foram capazes de recuperar os teores desses elementos em relação à vegetação nativa de CE. Por meio dos resultados de δ13C, pôde-se constatar que a origem da MOS nas áreas de SPD é referente à plantas do ciclo fotossintético C4. Verificou-se que até os 0,30 m do perfil do solo os resultados de δ13C estão reduzindo com o passar dos anos de adoção do SPD. Os menores e maiores valores de δ15N foram encontrados nas áreas de CE e PA, SPD3, enquanto SPD15 e SPD20 apresentaram valores intermediários de δ15N, em relação às demais áreas avaliadas.

Estado imunitário relativo à poliomielite das crianças de 0-12 anos, residentes no município de São Paulo, Brasil e assistidas pelo Hospital Menino Jesus

A prevalência dos anticorpos neutralizantes contra os três tipos de poliovírus e os níveis de imunidade para diferentes grupos etários foram determinados, através de um inquérito soro-epidemiológico, numa população de crianças de 0-12 anos de idade, residentes no município de São Paulo, Brasil e assistidas pelo Hospital Menino Jesus. Os resultados mostraram um número elevado de crianças suscetíveis à infecção por poliovírus no primeiro ano de vida, particularmente no grupo etário de 9-12 meses, em que a proporção de crianças completamente desprotegidas (triplo-suscetíveis) alcançou 42,5%. Neste grupo, a prevalência de anticorpos dos tipos 1, 2 e 3 foi apenas em torno de 40%. Dentre as crianças do grupo etário de 0-5 anos, que receberam três ou mais doses de vacina oral trivalente, verificou-se a baixa proporção de 60% de duplo mais triplo-imunes. Os resultados mostraram que o estado imunitário das crianças deste grupo foi o mesmo nas três zonas geográficas da Capital, sendo em torno de apenas 50% a proporção de crianças duplo mais triplo-imunes. Estes resultados indicam níveis precários de imunidade, particularmente nas crianças do primeiro ano de vida. Existe, pois, uma necessidade evidente de realizar novos inquéritos sorológicos, além de intensificar e melhorar a vacinação de manutenção contra a poliomielite em nosso meio.

Sarampo: inquérito sobre antecedentes vacinal e de doença em crianças de 0 a 14 anos, atendidas nos Centros de Saúde Estaduais do Município de São Paulo, 1976

Em julho de 1976 foi realizado um inquérito em 3.096 crianças de 0 a 14 anos, que freqüentavam Centros de Saúde Estaduais no Município de São Paulo , Brasil, com o objetivo de identificar a população ainda suscetível ao sarampo, quer por não ter tido a doença quer por não ter sido vacinada. Também destinava-se, esta pesquisa, a obter outras informações locais de importância para a vigilância epidemiológica da moléstia.

Avaliação de material educativo: adequação de quatro volantes sobre alimentação da criança de 0 a 12 meses de idade

Foi feita, através do Serviço de Educação de Saúde Pública da Secretaria de Estado da Saúde de São Paulo (Brasil), avaliação do tipo pré-teste de material instrucional - quatro volantes sobre alimentação da criança de 0 a 12 meses de idade, utilizados no programa de Assistência à Criança da referida Secretaria, com o objetivo de fornecer subsídios para reformulação deste material. O estudo foi realizado em 18 Centros de Saúde da Região Leste da Grande São Paulo, com uma amostra de 50 mães entrevistadas, clientes das Unidades Sanitárias e 48 funcionários. Investigou-se a compreensão das mães e dos funcionários em relação ao conteúdo do material instrucional e a percepção da viabilidade das práticas recomendadas nos volantes. Os resultados mostraram que em relação a 3 volantes a maioria das mensagens foi interpretada corretamente, sendo que para as mães a "boa compreensão" variou de 80,0% a 96,0% e para o pessoal auxiliar de 90,9% a 100,0%. Quanto à percepção da impossibilidade de se por em prática as orientações - avaliada através de interpretação de caráter projetivo - foi maior entre os funcionários (80,0% e mais) do que entre as mães (em torno de 50%). Identificaram-se algumas barreiras de comunicação e obtiveram-se sugestões que contribuiram para reformulação e melhoria dos materiais.

Estudo do atendimento de enfermagem institucional a crianças de 0 a 5 anos

Foi realizada avaliação operacional sobre a implantação do atendimento de enfermagem institucional à criança de 0 a 5 anos realizado de outubro de 1977 a outubro de 1978 no Centro de Saúde Experimental da Escola Paulista de Medicina, São Paulo (Brasil). Focaliza-se não só o problema gerado desde a implantação desta atividade (a maioria dos atendimentos de enfermagem são encaminhados para consulta médica), mas também procura conhecer a opinião da clientela sobre esta nova modalidade de assistência de saúde à comunidade.

Estudo comparativo do efeito de solução de NaF a 0,5%, através de bochecho, escovação e ambos, na prevenção da cárie dental

Foi realizado estudo a fim de comparar o efeito na redução do ataque de cárie de uma solução de fluoreto de sódio, na concentração de 0,5% aplicada sob a forma de bochecho, escovação, escovação e bochecho, uma vez por semana, sob supervisão, durante um período escolar de 10 meses em 424 escolares de 9 a 10 anos de idade matriculados em cinco escolas estaduais do Estado de São Paulo (Brasil). As crianças foram distribuídas igualmente em três grupos experimentais e um grupo controle, de acordo com a idade dental (nº de superfícies de dentes permanentes irrompidas) e experiência anterior de cárie (CPO-S). Foram examinadas 307 crianças e os resultados mostraram que houve uma redução, estatisticamente significante ao nível de 0,05, de ataque de cárie entre os grupos experimentais e controle, da ordem de 35,19% para o grupo de bochecho (grupo I), de 37,91% para o grupo de escovação (grupo II), e de 49,77% para o grupo de escovação e bochecho (grupo IV). Quando comparados os grupos experimentais entre si não houve diferenças estatisticamente significantes ao nível de 0,05.

Crescimento e estado nutricional de crianças de 0-11 anos, Estado da Paraíba (nordeste brasileiro)

Compara-se o crescimento do peso-idade e da altura-idade de 7.990 crianças de 0-11 anos, aleatoriamente selecionadas e medidas em 1981-1982 no Estado da Paraíba (nordeste do Brasil), com o de estudo global realizado no nordeste em 1974-1975, com as curvas de crescimento das referências nacional e internacional. Os resultados colocam em evidência um déficit de crescimento muito acentuado, sobretudo com relação à referência internacional. A 11 anos nítidas diferenças se manifestam: 8 ou 9 quilos para o peso, segundo o sexo, e em torno de 11 cm para a altura. Os déficits de crescimento observados poderiam ser atribuídos à grande seca de 1978-1983, em particular o déficit de crescimento do peso em função da idade. No entanto, o déficit de crescimento da altura em função da idade mostra a existência de alterações mais profundas e mais insidiosas, ao longo do crescimento, manifestando-se por má nutrição crônica, atribuída sobretudo a fatores de ordem estrutural socioeconômica. Constata-se, portanto, no decorrer da última década, que eles têm sido cada vez mais deteriorados, como testemunham as alterações do modelo de crescimento - ele mesmo exprimindo o agravamento da situação nutricional da região.

Prevalência de cárie dentária em crianças da faixa etária de 0 a 6 anos matriculadas em creches: importância de fatores socioeconômicos

Foi avaliada a prevalência de cárie na dentição decídua de crianças entre 0 e 6 anos, matriculadas em creches dos Municípios de Bauru e São Paulo, SP (Brasil). O primeiro grupo (Bauru) não recebia cuidados sistematizados de saúde na instituição e o segundo (São Paulo) apresentava uma rotina de cuidados como norma institucional. Foram analisadas as variáveis relativas aos modos de viver desses grupos populacionais e sua associação com a ocorrência de cárie, efetuando um estudo de caso para caracterização de fatores coletivos de risco à cárie. Através de análise de regressão múltipla, verificou-se a influência da idade e freqüência de consultas odontológicas sobre a prevalência de cárie na amostra estudada (p<0,05). Na faixa etária de 5-6 anos, 23,3% das crianças de Bauru e 9,3% de São Paulo estavam isentas de cárie, contra a expectativa de 50% prevista na Meta n.o 1 da Organização Mundial da Saúde para o ano 2000. A prevalência de cárie foi mais elevada em Bauru nas crianças de 3-4 e 5-6 anos, apresentando significância estatística apenas para o grupo 3-4 anos (p<0,05). Não foram observadas diferenças estatisticamente significantes entre os sexos quanto à ocorrência de cárie.

Adaptacao e validacao do WHODAS 2.0 em utentes com dor musculoesqueletica

OBJETIVO Validar a versão em português do World Health Organization Disability Assessment Schedule (WHODAS 2.0). MÉTODOS A versão original de 36 itens do WHODAS 2.0, administrada por entrevista, foi traduzida para o português de acordo com orientações internacionais e testada em nove participantes da população em geral. A versão em português foi administrada em 204 pacientes com patologia musculoesquelética. Foram coletados os dados sociodemográficos e de saúde dos pacientes, assim como o número de locais onde apresentavam dor e sua intensidade. O WHODAS 2.0 foi novamente administrado por um segundo entrevistador, um a três dias após a primeira entrevista, para avaliar a confiabilidade interavaliadores. A validade de constructo foi avaliada quanto a: capacidade do WHODAS 2.0 para diferenciar participantes com diferentes locais com dor e associação entre o WHODAS 2.0 e a intensidade da dor. A consistência interna também foi avaliada. RESULTADOS A versão portuguesa do WHODAS 2.0 teve fácil compreensão, apresentou boa consistência interna (α = 0,84) e confiabilidade interavaliadores (CCI = 0,95). Mostrou ser capaz de detectar diferenças estatisticamente significativas entre indivíduos com diferente número de locais com dor (p < 0,01) e indicar que maior incapacidade está associada à maior intensidade da dor (r = 0,44, p < 0,01), indicando validade de constructo. CONCLUSÕES A versão portuguesa do WHODAS 2.0 mostrou-se confiável e válida quando utilizada em pacientes com dor associada à patologia musculoesquelética.

Estudo da dinmica esofágica através de cintilografia como possível meio de diagnóstico precoce de aperistalse em indivíduos chagásicos

Determinaram-se o tempo de trânsito esofágico (TTE) e o tempo decorrido até a abertura da cárdia (TDAC) para um líquido de prova administrado por via oral em 40 voluntários (Grupo I) e em 106 pacientes com enfermidade de Chagas (Grupo II), pelo estudo cintilográfico do esôfago com pertecnetato-99mTc. Imagens seqüenciais do trânsito esofagiano do traçador foram obtidas com câmara de cintilação. Curvas de variação da atividade versus tempo na região da cárdia foram registradas por seleção de área de interesse e com o auxílio de um processador multi-canal. No Grupo I o TTE e TDAC foram superponíveis, com média x = 13,2s, desvio padrão δ — l,35s e coeficiente de variação 10%, estabelecendo-se o valor de 15,9s (x + 2 δ) como limite superior da mortalidade. Dos 106 chagásicos, 39 (36,8%) apresentaram apenas o TTE aumentado; 6 (5,6%) apenas o TDAC e 7 (6,6%) ambos os tempos aumentados. Os valores foram alterados em 36,0% dos pacientes do sexo masculino e em 51,0% dos pacientes do sexo feminino. Sintomas de disfagia e/ou pirose estavam presentes em 51,1% dos pacientes com tempos aumentados e em 24,6% dos com tempos normais. Os Autores propõem a determinação dos dois parâmetros — TTE e TDAC pelo método ensaiado como possível meio de diagnóstico precoce da peristalse do esôfago e de avaliação de tratamentos instituídos.

Rotavirus e adenovirus em crianças de 0-5 anos hospitalizadas com ou sem gastrenterite em Goiânia - GO., Brasil

De junho/1987 a julho/1990 foram estudadas 557 amostras fecais de crianças hospitalizadas de 0-5 anos de idade, na cidade de Goiânia-GO., para detecção de rotavírus e adenovírus. Destas, 291 provinham de crianças diarréicas e 266 de não diarréicas. Das amostras não diarréicas, 64 eram provenientes de crianças de berçário. Das 557 amostras, 261 foram analisadas pela imunomicroscopia eletrônica (IME), eletroforese em gel de poliacrilamida (EGPA-SDS) e ensaio imunoenzimático para rotavírus e adenovírus (EIARA) e as demais apenas pela EGPA e EIARA. Rotavírus e adenovírus mostraram positividade de 17,2% e 2,1% respectivamente, e na condição de diarréia ou não, observou-se percentuais de 29,2% e 4,1% respectivamente para rotavírus (p<0,05) e 2,4% e 1,5% para adenovírus. Rotavírus foram mais prevalentes entre as crianças de 1-11 meses de idade e não foram vistos em nenhum recém-nato de berçário. Os adenovírus ocorreram na faixa de 1-3 anos. Rotavírus apresentaram maior circulação entre os meses de maio a agosto (p<0,05), não sendo encontrados de dezembro a fevereiro.