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.

A contribuição das cooperativas de cafeicultores na melhoria do tipo de café

Êste trabalho estuda estatísticamente dados sôbre café rebeneficiado por cooperativas de cafeicultores do Estado de São Paulo. Seis cooperativas foram estudadas, com um total de 289 partidas de café. Em cada partida se determinou a média ponderada, do número de defeitos, antes e depois do rebeneficiamento. As raízes quadradas dos dados assim obtidos é que foram analisados. Melhoria estatisticamente significativa do tipo do café foi comprovada em tôdas as cooperativas, com uma única exceção, referente à Cooperativa da Média Sorocabana, onde a diminuição do número de defeitos não atingiu o nível de significância. Esta exceção da Cooperativa da Média Sorocabana provàvelmente se deve às seguintes razões: a) Apenas 7 partidas de café foram beneficiadas. b) A Cooperativa, ainda nova, não dispunha ainda de equipamento completo. Resultados excelentes foram obtidos, por exemplo, na Cooperativa dos Cafeicultores da Alta Mogiana, onde a diferênça observada foi significativa ao nível de 1% de probabilidade. As médias foram as seguintes: Média das raízes quadradas dos números de defeitos antes do rebeneficiamento = 7,81 ± 0,21. Média das raízes quadradas dos números de defeitos depois do rebeneficiamento = 3,53 ± 4,21. Estas médias correspondem a 61 defeitos para o café antes do rebeneficiamento, e 12 depois dêle.

Extração e determinação do teor solúvel de zinco do solo

Foram estudadas diversas soluções extratoras e várias técnicas para extração do zinco solúvel do solo. Foram utilizadas cinco amostras de solos do Estado de São Paulo e as determinações foram feitas empregando-se o método baseado na espectrofotometria de chama de absorção atômica. Para extração do zinco solúvel foram empregadas as seguintes soluções: HCl 0,05 e 0,10N; CH3COOH 0,10N; EDTA dissódico a 1%; MgCl2 0,10 e 0,50N; H2SO4 0,05 e 0,10N. As extrações com as soluções de HCl, CH3COOH, EDTA dissódico e MgCl2 , foram conduzidas por agitação de 2,5 e 5,0 g de solo com 50 ml de solução, durante 10, 15 e 30 minutos. Com as soluções de H2SO4, as extrações foram feitas apenas a partir de 5,0 g de solo para 50 ml de solução, conservando-se as demais condições. Os dados obtidos revelaram que de um modo geral as soluções de EDTA a 1%, de HC1 0,05 e 0,10N, e de H2S0(4) 0,05 e 0,10N, foram mais eficientes na extração do zinco do que as soluções de MgCl2 0,10 e 0,50N e de CH3COOH 0,10N. O tempo de agitação para extração do zinco durante 15 minutos forneceu resultados mais elevados (significativos ao nível de 5% de probabilidade) do que os obtidos com 10 minutos. No entanto a agitação durante 30 minutos apresentou resultados que não diferiram dos conseguidos com 15 minutos. A proporção de 2,5:50 (pêso da terra em gramas para volume em ml de solução extratora) apresentou resultados mais elevados, e significativos ao nível de 5%, do que os obtidos com a proporção de 5:50.

Desempenho da colhedora de milho Penha CLM-350: parte I - sistema espigador

Com o propósito de avaliar a colhedora Penha CLM-350, visando fornecer subsídios aos projetos e usuários, realizou-se o presente trabalho, onde foi estudada a eficácia do sistema espigador, determinando-se a porcentagem de milho colhido para os diversos tratamentos estudados. Definiu-se um parâmetro adimensional U, que é a relação entre a velocidade periférica dos roletes e a velocidade de deslocamento da colhedora. Procurou-se relacionar as diversos tratamentos U, com os valores percentuais de grãos de milho colhidos e perdidos no solo. Os resultados foram estudados através da análise de variância, empregando-se o teste F, aos níveis de 1% e 5% de probabilidade e o teste Tukey para a comparação estatística entre as médias.

Desempenho da colhedora de milho Penha CLM-350: parte II - sistemas de debulhamento e limpeza

Com a finalidade de quantificar o desempenho dos sistemas de debulhamento e limpeza da colhedora Penha CLM-350,, estudou-se as perdas percentuais era grão de milho, ocorridos na saída de palhas, bem como a porcentagem de impurezas, presente no milho ensacado. Tomando-se como 100% os grãos de milho colhidos pelo sistema espigador, determinou-se o valor percentual perdido pelos sistemas de debulhamento e limpeza, bem como a porcentagem de impurezas presente nos grãos de milho ensacado, nos diversos tratamentos estudados. O teor médio de umidade foi de 15,78% (b.u.). Os tratamentos correspondentes ao sistema de debulhamento e limpeza são as velocidades periféricas do debulhador ou as rotações do aspirador em faces da configuração geométrica da máquina. Os resultados obtidos foram estudados através da análise de variância, empregando-se os testes F, aos níveis de 1% e 5% de probabilidade e o teste Tukey, para a comparação estatística entre as médias. A análise estatística para verificar a influência da rotação do aspirador, era relação a porcentagem de grãos de milho perdidos na saída de palhas, mostrou diferenças altamente significativas, podendo-se admitir uma relação direta entre os dois parâmetros nas condições do ensaio. Com relação a rotação do aspirador e a porcentagem de impurezas, presentes nos grãos de milho ensacados, os testes das médias revelaram significância entre os tratamento D (1241,7 rpm) e E (820 rpm) sendo que este último apresentou a maior média. Uma análise mais acurada dos resultados sugere que a porcentagem de impurezas, estaria mais na dependência das relações de fluxo através da colhedora, do que propriamente do regime do aspirador.

Desempenho da colhedora de milho Penha CLM-350: parte III - danos mecânicos

Cm vistas a estudar o efeito do sistema de debulhamento na qualidade dos grãos de milho, realizou-se o presente trabalho, onde foram estudados os danos mecânicos sofridos pelos grãos, bem como os danos mecânicos invisíveis, evidenciados pelos testes de germinação. Nos diversos tratamentos estudados, determinou-se a porcentagem de umidade presente nos grãos de milho. Definiu-se a velocidade periférica do debulhador, pelo diâmetro (300 mm) do mesmo e as rotações, para os diversos tratamentos. O delineamento experimental foi de blocos ao acaso com 5 tratamentos e 6 repetições onde foram estudados os valores percentuais de grãos inteiros e quebrados, os teores de umidade correspondentes e os valores de germinação através da análise de variância. Empregou-se o teste F aos níveis de 1% e 5% de probabilidade e o teste Tukey para comparação entre as médias. Da análise pode-se concluir que em relação ao teor de umidade dos grãos, os tratamentos não diferiram estatisticamente.

Efeitos de fitoreguladores na florescência e produtividade da soja(Glycine max cv. Davis)

Verificou-se em condições de casa de vegetação o efeito de fitoreguladores na florescência e produtividade da soja 'Davis'. Quando as plantas apresentavam 4 folhas definitivas, aplicou-se através de pulverização, cloreto (2-cloroetil) trimetilamonio (CCC) 2.000 ppm, ácido succínico-2,2-dimetilhidrazida (SADH) 4.000 ppm, ácido giberélico (GA) 100 ppm e ácido indolilacético (IAA) 100 ppm, além do controle. Efetuaram-se contagens diárias do número de flores e o número de vagens foi determinado semanalmente. Na colheita estabeleceram-se os parâmetros de produtividade. O delineamento experimental foi inteiramente casualizado com 6 repetições, procedendo-se a comparação de médias pelo teste Tukey ao nível de 5% de probabilidade. Observou-se que o SADH retardou o início da florescência, reduziu o período de florescimento e diminuiu o número de vagens produzidas. Aplicação de GA retardou a ocorrência da maxima florescência e aumentou o peso da matéria seca do caule da soja 'Davis'.

Variabilidade genética e endogamia em duas populações de milho (zea mays) contrastantes para o teor de óleo

Com o objetivo de se avaliar os efeitos da seleção para maior tamanho do embrião, visando o aumento da porcentagem de óleo e suas interrelações com a produtividade de grãos, estimaram-se os parâmetros genéticos e os efeitos de uma geração de autofecundação, em progênies de meios irmãos e S1 de uma mesma planta S0, de duas populações de milho derivadas do "Composto Flint". As progênies foram avaliadas separadamente para cada população, através do delineamento experimental em látices planta do em faixas. As médias das progênies de meios irmãos e S1 para porcentagem de óleo, foram respectivamente 5,31% e 5,19% para a população 01, e 6,21% e 5,63% para a população 02. Para peso de espigas na população 01, as médias foram 4,68 e 2,91, e para a população 02 foram iguais a 4,05 e 2,77 kg/m². Embora as médias das progênies S1 fossem sempre inferiores às médias das progênies de meios irmãos, a análise através do teste F não permitiu, ao nível de 5% de probabilidade, se destectar os efeitos da depressão por endogamia na média das características avaliadas, exceto para porcentagem de óleo na população 02. As estimativas das variâncias genéticas entre progênies S1 foram superiores as estimativas das variâncias entre progênies de meios irmãos com exceção da característica peso de espigas despalhadas na população 01 e da característica altura da espiga na população 02. As estimativas da herdabilidade e dos coeficientes de variação genética foram inferiores aos resultados descritos na literatura para a característica porcentagem de óleo nos grãos para as duas populações utilizadas. A população 01 apresentou estimativa da herdabilidade para peso de espigas despalhadas considerada alta 76,76%, enquanto que esta estimativa na população 02, foi considerada baixa 15,76%. Os coeficientes de correlação genética aditiva entre as características peso de espigas e porcentagem de óleo foram de -0,37 e 0,12 para as populações 01 e 02, respectivamente. Concluiu-se que a seleção efetuada na população 02, para aumento do tamanho do embrião, foi efetiva para elevar a porcentagem média de óleo e também para quebrar a correlação genética negativa entre as características de peso de espiga e teor de óleo, porém restringiu drasticamente a variavilidade para essa característica.

Modelagem de ocorrência e densidade de juvenis de Callinectes sapidus (Decapoda, Portunidae) em dois estuários do Rio Grande do Sul, com dados zero-inflacionados

Dados de contagem de juvenis de siri-azul (Callinectes sapidus Rathbun, 1896) coletados em dois estuários do Rio Grande do Sul são objeto do presente estudo. Por se encontrarem zero-inflacionados, esses dados motivaram a formulação de modelos hierárquicos, que quantificam o efeito das covariáveis categóricas mês e local sobre a probabilidade de ocorrência e densidade dessas populações, levando em conta a detecção imperfeita. Foram também desenvolvidos modelos não-hierárquicos para comparação. Uma abordagem Bayesiana foi adotada para a estimação dos parâmetros dos modelos por simulação Monte Carlo com Cadeias de Markov (MCMC). A comparação entre modelos foi feita com o Critério de Informação da Deviância (DIC). Os modelos hierárquicos apresentaram ajustes melhores que os modelos convencionais, mitigaram o problema do excesso de zeros e permitiram analisar simultaneamente as probabilidades de ocorrência e a densidade de juvenis de siri-azul. No estuário da Lagoa dos Patos, a probabilidade de ocorrência de juvenis na Classe 2 aumenta com a distância da desembocadura, enquanto em Tramandaí os pontos intermediários apresentam as maiores probabilidades. Em ambos os estuários a ocorrência é mais provável nos meses de verão e de inverno. A densidade de juvenis da Classe 2 apresenta marcada variação em relação aos meses do ano sendo, em geral, maior no estuário de Tramandaí.

Bacillus serositidis, nova especie: (Isolado em cultura pura, de um caso humano de inflamação primitiva das serosas)

De um caso anatomo-patologico curioso de inflamação primitiva das serosas, resolveram os Drs. Osvino Pena e Pena de Azevedo entregar-nos material para exame bacteriologico. Este revelou a presença de um germen com propriedades desconhecidas, o qual denominamos Bacillus serositidis, de acôrdo com a classificação norte-americana. O bacilo isolado tem os mesmos caracteres morfologicos do encontrado nas serosas, tanto nos esfregaços do pús como nos córtes, razão porque julgamos tratar-se do mesmo germen. Aventamos ainda a hipotese de ter sido ele com muita probabilidade o responsavel pela infecção de que veiu a falecer o doente de que se trata no presente, pelas seguintes razões: O doente morreu evidentemente da inflamação fibrino-purulenta das serosas. Esta só podia ter sido provocada pelo bacilo visivel dos esfregaços e nos córtes, sendo ausentes quaesquer outros elementos que expliquem o fáto. Este bacilo corresponde morfologicamente ao isolado por nós em cultura pura.

Ensaios terapeuticos com penicilina: VI - Bouba (Framboesia; pian, yaws): observações após um e dois anos de tratamento: novos casos tratados: emprêgo do veículo oleoso: associação com néo-arsfenamina

1) Depois de 2 anos de observação após o tratamento com penicilina em doses baixas, verificou-e que de 30 pacientes tratados com lesões boubáticas primo-secundárias, 13 mantinham-se curados clínica e sorològicamente. Quatro pacientes continuavam com cura clínica, mas com R. Wa. positiva. Os 13 doentes acima citados ofereceram as seguintes médias: Média das idades [...] 9 anos. Média da duração do tratamento [...] 30 dias. Média das doses totais de penicilina [...] 45.000 unidades. Média dos intervalos da injeções [...] 6/6 horas. Entretanto, doses variando de 72.000 a 200.000 unidades, em tratamento de 1 a 4 dias fracassaram. A distribuição dos 30 tratados segundo a duração do tratamento, mostra que os resultados mais favoráveis foram obtidos com os tratamento mais longos. A distribuição segundo a dose, demonstra o mesmo para aquelas compreendidas entre 21.000 e 50.000 unidades. A distribuição em grupos etários, revela o mesmo para aquele de 1 a 8 anos e finalmente a distribuição segundo a frequencia das injeções, indica o mesmo para o grupo de 8/8 a 12/12 horas. Êste último fato, justificou a abolição das aplicações noturnas. Os resultados mais favoráveis nas idades mais baixas, demonstraram, seja insuficiência das dosagens, seja u'a maior resistência ao tratamento por parte dos casos de mais longa duração. 2) Depois de 2 anos de observação após o tratamento com penicilina em doses baixas, de 6 pacientes com lesões boubáticas terciáras, 5 continuavam curados clínica e sorològicamente. O doente restante continuava com cura clínica, mas com R. Wa. positiva. Êste doente fôra superinoculado experimentalmente e não recebera tratamento em seguida, havendo probabilidade de a experiência ter concorrido para a permanência da sorologia positiva. A duração do tratamento variou de 1 mês e 27 dias a 8 meses e 22 dias e as doses totais de penicilina de 164.000 a 586.000 unidades. 3) Depois de 2 anos de observação após tratamento com néo-arsfenamina, de 4 boubáticos com lesões terciárias, apenas 2 continuavam curados clínica e sorològicamente. Os outros 2, não apresentavam sinais de doença mas continuavam com a R. Wa positiva. A duração do tratamento variou de 1 mês e 15 dias a 14 meses e a dosagem do medicamento de 2.10 grs. a 17.10 gr. 4) Depois de um ou dois anos de observação após o tratamento com penicilina isolada por via oral, 3 pacientes com lesões primo-secundárias, foram encontrados com recidiva clínica e sorológica. A duração do tratamento foi de 10 dias com a dosagem total de 100.000 unidade, os pacientes tendo 5, 8 e 10 anos respectivamente. Em quatro outros doentes, de 10 a 17 anos tratados durante 10 dias, com 150.000 unidades de penicilina associadas a citrato de sódio, os tratamentos foram considerados <>, isto é, até 20 dias depois do tratamento, não apresentaram cura clínica. Com exceção dêstes quatro últimos casos os resultados imediatos dos tratamentos já foram publicados. 5) Depois de 1 ano ou mais de observação após o tratamento, de 6 doentes de 1 a 10 anos de idade, tratados durante 10 dias com 120.000 unidades de penicilina, todos menos um se mantinham comcura clínica e sorológica. No mesmo período de observação, de 6 doentes de 14 a 25 anos de idade com lesões semelhantes e tratados com 180.000 unidades também em 10 dias, quatro se mantinham curados clínica e sorològicamente, e os outrso dois, embora com cura clínica, continuavam com R. Wa. positiva. 6) Depois de 1 ano de observação após o tratamento de lesões boubáticas terciárias, de 5 doentes que receberam 600.000 unidades de penicilina durante 20 a 60 dias, todos se mantinham com cura clínica e apenas um não apresentava cura sorológica. No mesmo período de observação, de 3 doentes com lesões semelhantes e que receberam 900.000 unidade em 60 e 105 dias, todos continuavam com cura clínica, mas um permanecia com R. Wa. positiva. Ainda no mesmo período de observação, de 2 doentes também de lesões terciárias, e que receberam 1.200.000 unidades de 3 a 5 meses, ambos continuavam com cura clínica mas apenas um permanecia com R. Wa. negativa. Uma paciente com gangoza que recebera 1.750.000 unidades em 5 meses e 10 dias continuava com cura clínica, mas com R. Wa. fortemente positiva. Êste caso foi suspeito de penicilinorresistente. 7) Depois de 2 anos de observação após o tratamento, 2 boubáticos com lesões primo-secundárias tratados com néo arsfenamina em 6 e 7 mese e com 5.45 grs. e 14.55 grs. respectivamente, mantinham-se curados clínica e sorològicamente. No mesmo período de observação, de 3 doentes com lesões terciárias tratados com néo-arsfenamina e que receberam de 4.80 grs. a 29.15 grs. em 2 a 14 meses de tratamento, 2 se mantinham curados clínica e sorològicamente, e o restante teve recidiva, sendo tratado em seguida com penicilina. O caso que recebeu 20.15 grs. de néo-arfenamina em 14 meses de tratamento foi particularmente rebelde à terapêutica. 8) Experiências com penicilina dissolvida em óleo de amendoim mais cêra de ablha deram os seguintes resultados: a) Uma única injeção de 100.000 unidade em 6 pacientes de 8 a 11 anos foi completamente falha. b) Uma única injeção de 200.0000 unidades em 6 pacientes de 12 a 15 anos também falhou. c) Duas injeções de 100.000 unidades cada uma, em 2 dias em pacientes de 16 a 21 anos, deram cura clínica provável a apenas 2 doentes de 6 tratados. d) Três injeções de 100.000 unidades cada uma, em 3 dias, em pacientes de 8 a 11 anos, deram cura clínica a 3 doentes de 6 tratados. e) Todos êsses doentes referidos como curados clinicamente, permaneciam com sorologia positiva. 8) Experiências realizadas empregando a penicilina associada à néo-arsfenamina em 6 dias de tratamento deram os seguintes resultados, após 6 meses de observação. A) Três doentes com secundarismo boubático, de 10 a 13 anos de idade tratados com 100.000 unidades amis 0,30 gr., mantinham-se curados clínica e sorològicamente;.b) de três doentes de 15 a 19 anos também com secundarismo,tratados...

O comportamento dos Anofelinos do subgênero Kerteszia, no sul do Brasil e o efeito do inseticida DDT

Informações sobre o comportamento dos Kerteszia obtidas nos Estados de São Paulo, Paraná e Santa Catarina, foram comparadas entre si e com dados relativos a outros anofelinos neotrópicos e etiópicos. Das conclusões obtidas destacam-se: 1. Em seguida ao pôr do sol os Kerteszia tornam-se mais ativos nas copas das árvores da mata a ao anoitecer, quando começam a se inverter as diferenças microclimáticas existentes entre a floresta e ao ar livre, passam a predominar nas áreas abertas; 2. nas localidades não dedetizadas não existe grande diferença entre a proporção dos Kerteszia que se alimenta dentro das casas e a que tem sido observada para o A. gambiae, na África. Entretanto, memso antes do aparecimento do DDT, os Kerteszia não eram mosquitos endófilos. Para os anofelinos ditos zoófilos, como o A. strodei, a relação entre o número de mosquitos capturados simultaneamente no peridomicílio e dentro de casa, é pelo menos duas vezes mais elevada; 3. Alguns dados sobre a ação impedidora ('deterrency") do DDT, para os kerteszia, mostram que ela é elevadíssima, outros são da mesma ordem de grandeza dos observados para o A. gambiae. Foi verificado que os Kerteszia evitam entrar mesmo em casas com muito pouco inseticida; 4. Apenas uma pequena proporção dos Kerteszia, que se alimenta dentro das casas, pousa nas paredes; a maioria voa diretamente para as pessoas e depois para fora. O tempo de permanência nas superfícies dedetizadas é o mesmo que tem sido observado para outros anofelinos, geralmente inferior a 10 minutos; 5. Ao contrário da maioria dos transmissores de malária a atividade dos Kerteszia, fora da mata, concentra-se nas primeiras horas da noite, quando há maior probabilidade de existir pessoas fora de casa; 6. o estudo do contato homem-mosquito ("man-bitting rate") mostrou que, mesmo nas casas não dedetizadas, esse contato é quase sempre maior fora dos domicilios. Nas localidades dedetizadas a componente externa, desse contato, pode ser até 10 vezes mais elevada. O que, logicamente, resulta do horário de atividade; 7. Os trabalhos de profilaxia do antigo Serviços Nacional de Malária já haviam mostrado que, mesmo com distribuição de medicamentos, essa diminuição dos contatos homem-mosquito dentro das casas e a ação tóxica do inseticida, são suficientes para impedir a transmissão da malária. Fato que, juntamente com os dados das capturas extradomiciliares, sugere a realização de pesquisas visando encontrar medidas capazes de diminuir a densidade dos kerteszia nas áreas freqüentadas pela população humana.

Perfil da demanda por microcomputadores no Brasil: o que os microdados da POF-IBGE indicam?

Neste estudo, analisou-se a relação entre a despesa domiciliar com a compra de computadores e as características demográficas e socioeconômicas dos domicílios brasileiros. Foram utilizados os microdados de duas Pesquisas de Orçamentos Familiares (POF), elaboradas pelo Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística (IBGE): 2002-2003 e 2008-2009. Essas bases permitiram que se utilizasse a despesa total per capita como variável definidora do poder aquisitivo do domicílio. Foi adotada uma abordagem econométrica para a natureza desse tipo de análise, isto é, o modelo de seleção de Heckman, que envolve dois estágios. No primeiro, analisaram-se os fatores associados à probabilidade de ocorrência da despesa e, no segundo, foram avaliados os fatores associados aos valores da despesa efetuada. Os principais resultados indicaram que o perfil do chefe (gênero e idade) e a composição dos domicílios e escolaridade dos moradores são fatores relevantes tanto para a decisão de gastar quanto para a decisão sobre o valor a ser gasto. A redução da elasticidade que relaciona as despesas com computador ao poder aquisitivo do domicílio (em 2002-2003 foi 0,56763, enquanto em 2008-2009 caiu para 0,41546) pode ser explicada pela queda no preço dos computadores e pelo aumento do poder de compra das famílias.

Contramedidas em segurança da informação e vulnerabilidade cibernética: evidência empírica de empresas brasileiras

Recentemente, uma série de ataques cibernéticos a empresas e governos no Brasil e no exterior tornou público o potencial impacto econômico desse tipo de atividade, do ponto de vista tanto privado quanto público. Existe extensa literatura econômica - teórica e empírica - que avalia os incentivos para que as empresas adotem ou não medidas de segurança da informação. No presente estudo foi desenvolvida uma avaliação empírica desse fenômeno no Brasil. Modelos logit e probit ordenado foram desenvolvidos como forma de avaliar os efeitos sobre a probabilidade de ocorrência de problemas de segurança da informação, levando-se em conta as características das firmas, inclusive as medidas de segurança de informação. Os resultados apontam para uma relação positiva entre as medidas de segurança da informação e a probabilidade de identificar a ocorrência de problemas cibernéticos, sugerindo que a sofisticação dessas medidas de proteção aumenta a probabilidade de identificação dos problemas.

Análise de métricas de risco na otimização de portfolios de ações

RESUMOOs trabalhos de Markowitz e Sharpe formaram as bases da chamada Moderna Teoria do Portfolio. Com o passar dos anos, os trabalhos desses autores foram revisados e medidas alternativas para formação de carteiras foram propostas. Diante disso, há necessidade de avaliar quais as diferenças entre tais medidas. Segundo Roman e Mitra, esse problema constitui uma nova fase de estudos, denominada de Teoria do Portfolio Pós-Moderna. Neste artigo, o objetivo é comparar os modelos de otimização com a utilização das medidas de risco desvio padrão (DP), momento parcial inferior (LPM) e valor em risco condicional (CVaR), para o estudo de suas diferentes formas de alocações em carteiras de ações negociadas na BM&FBovespa. A realização do artigo foi dividida em duas etapas: na primeira, houve a seleção das medidas de risco e a definição do período de análise; na segunda, houve a divisão dos ativos de acordo com a forma da distribuição de probabilidade dos retornos, um grupo composto por ações com retornos normalmente distribuídos e outro grupo por ações com retornos que não possuem distribuição normal. Quanto às medidas de risco, os testes apresentaram características similares entre os modelos; em relação aos retornos, os modelos que minimizaram o LPM e o CVaR demonstraram resultados superiores em comparação ao DP. Esses resultados são relevantes porque põem em contraposição os trabalhos que defendem não existir diferenças significativas entre os modelos.