Associações espaciais entre indivíduos de diferentes espécies de Miconia spp. Ruiz & Pav. (Melastomataceae)

Este estudo avaliou as associações espaciais de indivíduos pertencentes a todas as espécies arbóreas do gênero Miconia presentes no sub-bosque de um plantio experimental de espécies dos gêneros Eucalyptus e Corymbia. Como o gênero Miconia possui a maioria das espécies pioneiras, a hipótese testada foi de que os pares de espécies analisadas apresentam indivíduos com sobreposição total ou parcial de habitat. Considerando o histórico da área, é possível supor que todos os indivíduos se regeneraram a partir da chuva e do banco de sementes. Foi estabelecido um transecto cruzando a área de estudo no sentido de seu maior comprimento, a partir do qual foram determinadas as coordenadas dos indivíduos do gênero Miconia com DAS (diâmetro medido na altura do solo) maior ou igual a 1 cm. As associações espaciais entre os indivíduos das diferentes espécies foram analisadas por meio da função K de Ripley bivariada. Foram amostrados indivíduos de Miconia pepericarpa DC., Miconia sellowiana Naudin, Miconia albicans Triana, Miconia argyrophylla DC., Miconia chartacea Triana e Miconia cinnamomifolia (DC.) Naudin. De forma geral, os resultados demonstraram ausência de associação espacial negativa entre os pares das espécies, indicando que os indivíduos de Miconia spp. compartilham parcial ou totalmente o mesmo espaço no sub-bosque de um plantio de eucalipto. Os resultados obtidos, apesar de não poderem ser extrapolados para outras espécies, corroboram a ideia de que algumas espécies pioneiras tendem a coexistir, em florestas tropicais, em áreas onde há maior disponibilidade de luz.

Variáveis socioeconômicas e a transmissão de dengue

OBJETIVO: Avaliar a relação entre o risco de ocorrência de dengue e os níveis socioeconômicos. MÉTODOS: Os casos autóctones de dengue confirmados entre setembro de 1990 a agosto de 2002 foram geocodificados e agrupados segundo setores censitários urbanos de São José do Rio Preto, estado de São Paulo. Um fator socioeconômico foi gerado por meio da técnica de análise de componentes principais, agrupando os setores censitários em quatro níveis socioeconômicos. Os coeficientes de incidência foram calculados, por ano e quadriênio, para cada um dos agrupamentos de setores censitários, considerando-se o período entre setembro de um ano a agosto do ano seguinte. São apresentados mapas temáticos dos setores agrupados nos quatro níveis socioeconômicos com os respectivos coeficientes de incidência da doença. RESULTADOS: A análise de componentes principais produziu um fator socioeconômico responsável por 87% da variação total. Esse fator esteve associado com as incidências de dengue apenas no ano de 1994-1995. CONCLUSÕES: A ausência de associação encontrada entre risco de ocorrência de dengue e níveis socioeconômicos na quase totalidade dos anos estudados mostra que esta é uma questão que precisa ser mais bem estudada e, talvez, dependa da realidade de cada município. É importante que sejam verificadas as relações espaciais entre a transmissão de dengue e outras variáveis, como o grau de imunidade da população; a efetividade das medidas de controle; o grau de infestação pelo vetor; os hábitos e atitudes da população, entre outros.

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.

Relações entre produtividade de Brachiaria Brizantha e atributos físicos de um latossolo do cerrado

Em sistema de integração lavoura-pecuária, os diversos cultivos em sistema plantio direto alteram os atributos físicos do solo, refletindo sobre a produtividade e a composição vegetal. O objetivo deste trabalho foi indicar atributos do solo com melhor correlação com a produtividade e teor de proteína da Brachiaria brizantha. Foram analisadas as correlações lineares e espaciais entre a produtividade de matéria seca (MS) e o teor de proteína bruta (PB) de Brachiaria brizantha (cv. Marandu) e de alguns atributos físicos de um Latossolo Vermelho distroférrico (Oxisol), em três profundidades (zero-0,10; 0,10-0,20; e 0,20-0,30 m). Para isso, foi instalada a malha geoestatística (entre 20 º 18 ' 05 '' S e 20 º 18 ' 28 '' S, e entre 52 º 39 ' 02 '' W e 52 º 40 ' 28 '' W) para a coleta dos dados, contendo 124 pontos amostrais, numa área de 4.000 m². A produtividade e o teor de proteína bruta de Brachiaria brizantha não variaram aleatoriamente e seguiram padrões espaciais bem definidos, com semivariogramas do tipo esférico, com alcances da dependência espacial, aproximadamente, entre 40 e 50 m. O aumento da resistência mecânica à penetração e da umidade do solo na camada superficial, no cultivo de Brachiaria brizantha, promove a redução do teor de proteína bruta e da matéria seca. A porosidade total na camada de 0,20-0,30 m, é um importante indicador da qualidade física do solo e apresenta confiabilidade para estimativa da produtividade de matéria seca de Brachiaria brizantha.

Relações fecundas entre pesquisa e formação docente: elementos para um programa

Este artigo propõe, na primeira parte, uma reflexão baseada nas dificuldades encontradas no âmbito dos Institutos Universitários de Formação de Professores - IUFMs -, na França, para articular de maneira eficaz os resultados da pesquisa em educação e formação com as práticas de formação docente. Nossa hipótese é que essas dificuldades referem-se a uma oposição entre aquilo que denominamos uma "epistemologia dos saberes" e uma "epistemologia da ação", o que se concretiza na concepção, organização e administração dos IUFMs. Essas duas epistemologias são em seguida comparadas, a fim de ilustrar algumas das aporias que persistem no exercício profissional e na formação e nas suas relações com a pesquisa e com os resultados desta. Na segunda parte, voltada para a apresentação de uma abordagem denominada ergonomia/formação, o artigo mostra que as dificuldades simétricas observadas por essas duas epistemologias poderiam ser parcialmente reposicionadas a partir de uma análise do trabalho e sobretudo do desenvolvimento do trabalho nas questões de formação e de pesquisa. Na seqüência, apresenta-se esse programa de ergonomia/formação a partir de um complexo que articula opões de ordem ética, ontológica e epistemológica, acreditando-se que ele pode contribuir para reconciliar os componentes acadêmicos e profissionais das formações e satisfazer ao mesmo tempo as exigências que são pertinentes à prática e ao rigor científico.

Desordem Temporomandibular: relações entre sintomas otológicos e orofaciais

Os sintomas otológicos são freqüentes em pacientes com desordem temporomandibular, e estudos são necessários para elucidar os mecanismos envolvidos. OBJETIVO: O objetivo desse estudo clínico foi investigar a associação de sintomas otológicos (otalgia, zumbido e plenitude auricular) com os achados audiológicos, os outros sinais/sintomas relacionados à desordem temporomandibular, e os hábitos parafuncionais orais. FORMA DE ESTUDO: Prospectivo clínico. MATERIAL E MÉTODO: 27 pacientes com desordem temporomandibular, da Clínica de Oclusão da Faculdade de Odontologia de Ribeirão Preto da Universidade de São Paulo, responderam um questionário sobre sinais, sintomas e hábitos orais, e passaram por avaliações otorrinolaringológica e audiológica. Os dados foram analisados pelos testes Binomial, Exato de Fisher e correlação produto-momento de Pearson. O índice de significância adotado foi p<0,05. RESULTADOS: Os sintomas otológicos foram presentes em 88,88% dos pacientes (59,26% apresentavam otalgia, 74,07% zumbido e 74,07% plenitude auricular). Não houve associação significante entre os sintomas otológicos e os achados audiológicos. Houve associação significante entre os sintomas otológicos e os movimentos mandibulares e funções (falar, abrir e fechar a boca). Houve também correlações significantes entre o grau de severidade dos sintomas otológicos e o grau de outros sinais/sintomas de desordem temporomandibular; e entre o sintoma plenitude auricular e número de hábitos parafuncionais. CONCLUSÃO: Este estudo fornece sustentação adicional à noção de que há relação entre desordem temporomandibular e sintomas otológicos. Nos pacientes com desordem temporomandibular as alterações do sistema estomatognático, como a dor orofacial e a dificuldade nas atividades funcionais, foi associada de modo significante aos sintomas otológicos.

Anatomia microscópica do canal carótico e suas relações com a cóclea e a cavidade timpânica

As relações entre as diversas estruturas nobres e vitais que se apresentam na intimidade do osso temporal constituem ainda hoje um grande desafio para o cirurgião otológico. Os estudos micro-anatômicos do mesmo se encontram entre as grandes armas na busca deste entendimento. OBJETIVO: Estudar as correlações anatômicas entre o canal carótico e a cóclea, e a ocorrência de deiscências do mesmo junto à cavidade timpânica. MATERIAL E MÉTODO: Estudo microscópico de 122 ossos temporais humanos. RESULTADOS As distâncias médias entre o canal carótico e os giros cocleares foram: no local de menor distância 1,05mm; no giro basal, 2,04mm; no giro médio, 2,32mm; e no giro apical, 5,7mm. A ocorrência de deiscências do canal carótico na cavidade timpânica foi de 35,2%. CONCLUSÃO: A pequena distância entre estruturas cocleares e o canal carótico, e a alta prevalência de deiscências do mesmo na cavidade timpânica nos relembram o desafio com o qual o cirurgião otológico se depara ao atuar sobre o osso temporal.

O euro e as relações exteriores da União Européia

O texto analisa os aspectos político, jurídico e institucional da construção da União Econômica e Monetária européia, do euro, e seu impacto nas formações de políticas econômicas nos Estados membros.

As relações entre Argentina, Brasil, Chile e Estados Unidos: política exterior e Mercosul

O artigo apresenta uma reflexão de teoria e política, que busca inserir a análise da política exterior de Argentina, Brasil e Chile no quadro das relações hemisféricas (Estados Unidos) e do Mercosul. No caso dos três países latino-americanos, apresenta-se uma identificação das tendências predominantes na interpretação da inserção possível, da visão de si mesmos no atual sistema internacional e uma aproximação geral das agendas bilaterais, sub-regionais e da agenda hemisférica norte-americana.

Uma nova política exterior depois do apartheid? Reflexões sobre as relações regionais da África do Sul, 1974 - 1998

O artigo demonstra que as relações regionais na África Austral sofreram uma mudança dramática que transformou esta região de conflito, a partir de 1989, em uma zona de relativa paz e segurança entre os Estados. O abandono da política sul-africana de desestabilização foi instrumental neste processo. Dentro do novo clima de paz e consenso político, surgiram outras fricções, principalmente de carácter econômico, que deixam a região pendular entre um grande compromisso para integração e "guerras comerciais". De novo, a política regional da África do Sul é o fator decisivo para o surgimento desta constelação. Ela oscila entre forte retórica moral e puro racionalismo econômico.

Relações entre o Brasil e a África subsaárica

Distinguindo as percepções mais difundidas sobre as relações do Brasil com o continente africano, o artigo avalia as ênfases diplomáticas brasileiras nos planos bilateral e multilateral. A tendência atual seria de uma crescente mobilização em favor de um resgate da África que se realizaria por meio da Organização das Nações Unidas. Essa tendência seria a mais adequada para as preferências do Brasil.

A questão da "Internacional Fascista" no mundo das relações internacionais: a extrema direita entre solidariedade ideológica e rivalidade nacionalista

O objetivo do presente artigo é discutir a tensão entre a disputa nacionalista/solidariedade ideológica no relacionamento entre Estados e movimentos fascistas no período entre as duas guerras mundiais e como essa polaridade afetou as relações internacionais naquele período. A questão da chamada "Internacional fascista" (organização criada pelo fascismo italiano para articular e coordenar a relação inter-fascismos) é especialmente enfocada, por indicar exemplarmente os paradoxos dessa polaridade e seus efeitos no sistema internacional.