Tendência de mortalidade por infarto agudo do miocárdio em Curitiba (PR) no período de 1998 a 2009

FUNDAMENTO: O Infarto Agudo do Miocárdio (IAM) é a principal causa isolada de óbito entre as doenças crônicas não transmissíveis no Brasil. O conhecimento das tendências de mortalidade é necessário para o planejamento de estratégias de prevenção. OBJETIVO: Avaliar a tendência de mortalidade por infarto do miocárdio no período de 1998 a 2009 na cidade de Curitiba (PR), sua distribuição por gênero, faixa etária e seu impacto na redução do número absoluto de mortes por essa doença nesse período. MÉTODOS: Dados demográficos foram obtidos do Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística e dados de óbitos foram obtidos no Sistema de Informação de Mortalidade do Ministério da Saúde, considerando gênero, faixa etária e residência. A partir do ajuste de um modelo de Regressão de Poisson foram estimadas taxas de mortalidade e número de mortes esperadas que não foram observadas. RESULTADOS: Foi encontrada tendência de declínio significativa (p < 0,001) no período. A estimativa da redução média na taxa de óbito por IAM a cada ano foi de 3,8% (IC 95%: 3,2% - 4,5%). Não houve diferença significativa entre os gêneros (p = 0,238); entretanto, a evolução das taxas padronizadas específicas por idade diferiu significativamente entre as faixas etárias (p = 0,018). Estima-se que a redução anual de 3,8% na taxa de mortalidade tenha resultado em 2.168 mortes aquém do número esperado, considerando a taxa de mortalidade observada em 1998 e projetando esse número sobre o crescimento populacional ocorrido no período estudado. CONCLUSÃO: Embora permaneça como causa importante de óbito, a mortalidade por IAM apresentou queda significativa no período avaliado

Validade da hipertensão autorreferida associa-se inversamente com escolaridade em brasileiros

FUNDAMENTO: A hipertensão autorreferida é um dado de interesse para saúde pública e acessível em estudos epidemiológicos, cuja validade deve ser verificada para o adequado emprego dessa informação. OBJETIVO: Verificar a validade da hipertensão autorreferida e os fatores associados em adultos e idosos na cidade de São Paulo, Brasil. MÉTODOS: Foram selecionados participantes do estudo transversal de base populacional Inquérito de Saúde no Município de São Paulo (ISA-Capital 2008) com 20 anos ou mais, de ambos os sexos, que tiveram sua pressão arterial aferida (n = 535). A hipertensão foi definida como Pressão arterial > 140/90 mmHg e/ou uso de medicamentos para hipertensão. Foram calculados sensibilidade, especificidade, valor preditivo positivo, valor preditivo negativo e coeficiente Kappa. A regressão de Poisson foi utilizada para identificar os fatores associados à sensibilidade da hipertensão autorreferida. RESULTADOS: A sensibilidade da hipertensão autorreferida foi 71,1% (IC95%: 64,8-76,9), especificidade 80,5% (IC95%: 75,6-84,8), valor preditivo positivo 73,7% (IC95%: 67,4-79,3), e valor preditivo negativo 78,5% (IC95%: 73,5-82,9). Houve concordância moderada entre hipertensão autorreferida e diagnóstico de hipertensão pela pressão arterial aferida (kappa = 0,52; IC95%: 0,45-0,59). Índice de massa corporal e escolaridade associaram-se independentemente à sensibilidade (índice de massa corporal > 25 kg/m²: RP = 1,42; IC95%: 1,15-1,76; escolaridade > 9 anos: RP=0,71; IC95%: 0,54-0,94). CONCLUSÃO: A hipertensão autorreferida mostrou-se válida em adultos e idosos no município de São Paulo, sendo um indicador apropriado para vigilância da prevalência da hipertensão, na ausência da pressão arterial medida. Sobrepeso associou-se positivamente à validade da hipertensão autorreferida. Outros estudos são necessários para elucidar a relação inversa entre a validade da hipertensão autorreferida e a escolaridade.

Copa do mundo de futebol como desencadeador de eventos cardiovasculares

FUNDAMENTO: Síndromes coronarianas agudas são a maior causa de mortalidade no mundo. Estímulos externos, também conhecidos como gatilhos, como estado emocional ou atividade física, podem produzir mudanças fisiopatológicas desencadeantes. Dentre os gatilhos estudados, eventos estressantes, como campeonatos de futebol, são controversos na literatura e não há dados efetivos para a população brasileira. OBJETIVO: Avaliar os efeitos agudos do estresse ambiental induzido pelos jogos da Copa do Mundo de Futebol no aumento da incidência de doenças cardiovasculares no Brasil. MÉTODOS: Foram obtidos dados publicamente disponíveis do Sistema Único de Saúde referentes às internações hospitalares com código internacional de doenças, referentes às síndromes isquêmicas agudas, no período de maio a agosto de 1998 a 2010 (155.992 internações). Restringiu-se a análise aos pacientes maiores que 35 anos e internados por especialidades clínicas. Comparou-se a incidência de infarto e óbito entre os dias sem copa (Grupo I: 144.166; 61,7 ± 12,3 anos; 59,4%masculino), dias de copa sem jogos do Brasil (Grupo II: 9.768; 61,8 ± 12,3 anos; 60,0% masculino) e dias de jogos do Brasil (Grupo III: 2.058; 61,6 ± 12,6 anos; 57,8% masculino). Utilizou-se regressão logística e de Poisson para ajustar por idade, gênero, densidade populacional e número de postos de atendimento. RESULTADOS: Houve aumento da incidência de infarto para jogos de copa do mundo (1,09; IC95% = 1,05-1,15) e do Brasil (1,16; IC95% = 1,06-1,27). Não houve impacto sobre mortalidade - copa (1,00; IC95% = 0,93-1,08) e Brasil (1,04; IC95% = 0,93-1,22). CONCLUSÃO: A copa do mundo e, especialmente, os jogos da seleção brasileira implicam maior incidência de infarto agudo do miocárdio, mas não de mortalidade intra-hospitalar.

Estudo dos Fatores de Risco Associados a Arteriopatia Periferica em Nipo-brasileiros de Bauru (SP)

Fundamento: As patologias cardiovasculares são a maior causa de morbimortalidade nos países desenvolvidos e emergentes. Sua principal etiologia, a aterosclerose, é doença disseminada acometendo os territórios coronariano, cerebral e periférico. A doença arterial obstrutiva periférica (DAOP), além de suas consequências per se, sinaliza o acometimento do território coronariano. Portanto, seu melhor conhecimento permite tratamento adequado, retardando complicações locais e à distância, diminuindo o custo para o sistema de saúde. Objetivo: Este estudo estima a porcentagem de DAOP em nipo-brasileiros de Bauru (SP), reconhecidos pela alta prevalência de distúrbios metabólicos, como hipertensão arterial (43%), diabetes melito (33%) e hipercolesterolemia (60 %), e analisa a associação com biomarcadores de risco. Métodos: Este estudo transversal populacional avaliou 1.330 nipo-brasileiros de ambos os sexos com idade ≥ 30 anos que foram submetidos a exame físico completo, medidas antropométricas, exames laboratoriais e índice tornozelo-braço (ITB). Participantes com ITB ≤ 0,90 foram diagnosticados como portadores de DAOP. Após aplicação dos critérios de exclusão, 1.038 indivíduos integraram a análise. Empregou-se regressão de Poisson para análise das associações com DAOP. Resultados: A idade média foi 56,8 anos e a porcentagem de DAOP foi 21,1%, igual entre os sexos. DAOP associou-se com tabagismo (RP 2,16 [1,33-3,48]) e hipertensão arterial (RP 1,56 [1,12-2,22]). Conclusão: A porcentagem de DAOP nos nipo-brasileiros foi semelhante à de outras populações de perfil cardiometabólico desfavorável (US PARTNERS e POPADAD). A associação independente de DAOP com tabagismo e hipertensão, mas não com outros clássicos fatores de risco, pode depender das frequências muito elevadas dos distúrbios metabólicos nessa população.

Fatores de Risco Associados aos Niveis Pressoricos Elevados em Criancas de Dois a Cinco Anos

Fundamento: A prevalência de hipertensão arterial em crianças aumentou nas últimas décadas. Diversos fatores de risco estão envolvidos na gênese da hipertensão arterial infantil e sua identificação precoce pode prevenir o desenvolvimento posterior da doença. Objetivos: Avaliar a prevalência de pressão arterial elevada e fatores associados em crianças. Métodos: Estudo transversal de base populacional e domiciliar. Foram avaliadas 276 crianças de dois a cinco anos residentes em Goiânia, Goiás, investigando-se pressão arterial, características sociodemográficas, peso ao nascer, histórico de hipertensão arterial na família, tabagismo passivo, aleitamento materno, alimentação, hábito sedentário e estado nutricional. A regressão de Poisson foi utilizada para avaliar a associação entre os fatores de risco e a pressão arterial elevada. Resultados: A média de idade foi 3,1 ± 0,79 anos, sendo pressão arterial elevada e excesso de peso observados em 19,9% e 11,2% das crianças, respectivamente. Houve associação direta de pressão arterial elevada com idade [razão de prevalência (RP) = 2,3; IC95%: 1,2 - 4,8; p = 0,017] e excesso de peso (RP = 2,0; IC95%: 1,2 - 3,6; p = 0,014). As demais variáveis não se associaram a pressão arterial elevada. Conclusões: A prevalência de pressão arterial elevada em crianças foi alta. Aquelas com excesso de peso e mais jovens apresentaram maior prevalência de níveis pressóricos elevados.

Blood Pressure Control in Hypertensive Patients in the "Hiperdia Program": A Territory-Based Study

Background:Systemic hypertension is highly prevalent and an important risk factor for cardiovascular events. Blood pressure control in hypertensive patients enrolled in the Hiperdia Program, a program of the Single Health System for the follow-up and monitoring of hypertensive patients, is still far below the desired level.Objective:To describe the epidemiological profile and to assess blood pressure control of patients enrolled in Hiperdia, in the city of Novo Hamburgo (State of Rio Grande do Sul, Brazil).Methods:Cross-sectional study with a stratified cluster random sample, including 383 adults enrolled in the Hiperdia Program of the 15 Basic Health Units of the city of Porto Alegre, conducted between 2010 and 2011. Controlled blood pressure was defined as ≤140 mmHg × 90 mmHg. The hypertensive patients were interviewed and their blood pressure was measured using a calibrated aneroid device. Prevalence ratios (PR) with 95% confidence interval, Wald's χ2 test, and simple and multiple Poisson regression were used in the statistical analysis.Results:The mean age was 63 ± 10 years, and most of the patients were females belonging to social class C, with a low level of education, a sedentary lifestyle, and family history positive for systemic hypertension. Diabetes mellitus (DM) was observed in 31%; adherence to the antihypertensive treatment in 54.3%; and 33.7% had their blood pressure controlled. DM was strongly associated with inadequate BP control, with only 15.7% of the diabetics showing BP considered as controlled.Conclusion:Even for hypertensive patients enrolled in the Hiperdia Program, BP control is not satisfactorily reached or sustained. Diabetic hypertensive patients show the most inappropriate BP control.

Cardiovascular Research Publications from Latin America between 1999 and 2008. A Bibliometric Study

Background:Cardiovascular research publications seem to be increasing in Latin America overall.Objective:To analyze trends in cardiovascular publications and their citations from countries in Latin America between 1999 and 2008, and to compare them with those from the rest of the countries.Methods:We retrieved references of cardiovascular publications between 1999 and 2008 and their five-year post-publication citations from the Web of Knowledge database. For countries in Latin America, we calculated the total number of publications and their citation indices (total citations divided by number of publications) by year. We analyzed trends on publications and citation indices over time using Poisson regression models. The analysis was repeated for Latin America as a region, and compared with that for the rest of the countries grouped according to economic development.Results:Brazil (n = 6,132) had the highest number of publications in1999-2008, followed by Argentina (n = 1,686), Mexico (n = 1,368) and Chile (n = 874). Most countries showed an increase in publications over time, leaded by Guatemala (36.5% annually [95%CI: 16.7%-59.7%]), Colombia (22.1% [16.3%-28.2%]), Costa Rica (18.1% [8.1%-28.9%]) and Brazil (17.9% [16.9%-19.1%]). However, trends on citation indices varied widely (from -33.8% to 28.4%). From 1999 to 2008, cardiovascular publications of Latin America increased by 12.9% (12.1%-13.5%) annually. However, the citation indices of Latin America increased 1.5% (1.3%-1.7%) annually, a lower increase than those of all other country groups analyzed.Conclusions:Although the number of cardiovascular publications of Latin America increased from 1999 to 2008, trends on citation indices suggest they may have had a relatively low impact on the research field, stressing the importance of considering quality and dissemination on local research policies.

Maternal Factors and Adverse Perinatal Outcomes in Women with Preeclampsia in Maceió, Alagoas

Abstract Background: Preeclampsia has been associated with several risk factors and events. However, it still deserves further investigation, considering the multitude of related factors that affect different populations. Objective: To evaluate the maternal factors and adverse perinatal outcomes in a cohort of pregnant women with preeclampsia receiving care in the public health network of the city of Maceió. Methods: Prospective cohort study carried out in 2014 in the public health network of the city with a sample of pregnant women calculated based on a prevalence of preeclampsia of 17%, confidence level of 90%, power of 80%, and ratio of 1:1. We applied a questionnaire to collect socioeconomic, personal, and anthropometric data, and retrieved perinatal variables from medical records and certificates of live birth. The analysis was performed with Poisson regression and chi-square test considering p values < 0.05 as significant. Results: We evaluated 90 pregnant women with preeclampsia (PWP) and 90 pregnant women without preeclampsia (PWoP). A previous history of preeclampsia (prevalence ratio [PR] = 1.57, 95% confidence interval [95% CI] 1.47 - 1.67, p = 0.000) and black skin color (PR = 1.15, 95% CI 1.00 - 1.33, p = 0.040) were associated with the occurrence of preeclampsia. Among the newborns of PWP and PWoP, respectively, 12.5% and 13.1% (p = 0.907) were small for gestational age and 25.0% and 23.2% (p = 0.994) were large for gestational age. There was a predominance of cesarean delivery. Conclusion: Personal history of preeclampsia and black skin color were associated with the occurrence of preeclampsia. There was a high frequency of birth weight deviations and cesarean deliveries.

Dyslipidemia is Associated with Unfit and Overweight-Obese Children and Adolescents

Abstract Background: Both poor aerobic fitness and obesity, separately, are associated with abnormal lipid profiles. Objective: To identify possible relationships of dyslipidemia with cardiorespiratory fitness and obesity, evaluated together, in children and adolescents. Methods: This cross-sectional study included 1,243 children and adolescents (563 males and 680 females) between 7 and 17 years of age from 19 schools. Obesity was assessed using body mass index (BMI) measurements, and cardiorespiratory fitness was determined via a 9-minute run/walk test. To analyze the lipid profile of each subject, the following markers were used: total cholesterol, cholesterol fractions (high-density lipoprotein and low-density lipoprotein) and triglycerides. Data were analyzed using SPSS v. 20.0, via prevalence ratio (PR), using the Poisson regression. Results: Dyslipidemia is more prevalent among unfit/overweight-obese children and adolescents compared with fit/underweight-normal weight boys (PR: 1.25; p = 0.007) and girls (PR: 1.30, p = 0.001). Conclusions: The prevalence of dyslipidemia is directly related to both obesity and lower levels of cardiorespiratory fitness.

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.

Análise da variação qualitativa em amostras pequenas

Na aplicação do X2-teste devemos distinguir dois casos : Á) Quando as classes de variáveis são caracterizadas por freqüências esperadas entre p = 0,1 e p = 0,9, podemos aplicar o X2-teste praticamente sem restrição. É talvez aconselhável, mas não absolutamente necessário limitar o teste aos casos nos quais a freqüência esperada é pelo menos igual a 5. e porisso incluimos na Táboa II os limites da variação de dois binômios ( 1/2 + 1/2)n ( 1/4 + 3/4)n para valo r es pequenos de N e nos três limites convencionais de precisão : ,5%, 1% e 0,1%. Neste caso, os valores dos X2 Índividuais têm apenas valor limitado e devemos sempre tomar em consideração principalmente o X2 total. O valor para cada X2 individual pode ser calculado porqualquer das expressôe seguintes: x2 = (f obs - f esp)²> f. esp = ( f obs - pn)2 pn = ( f obs% - p)2.N p% (100 - p%) O delta-teste dá o mesmo resultado estatístico como o X2-teste com duas classes, sendo o valor do X2-total algébricamente igual ao quadrado do valor de delta. Assim pode ser mais fácil às vezes calcular o X2 total como quadrado do desvio relativo da. variação alternativa : x² = ( f obs -pn)² p. (1-p)N = ( f obs - p %)2.N p% (100 - p%) B) Quando há classes com freqüência esperada menor do que p = 0,1, podemos analisar os seus valores individuais de X2, e desprezar o valor X2 para as classes com p maior do que 0,9. O X2-teste, todavia, pode agora ser aplicado apenas, quando a freqüência esperada for pelo menos igual ou maior do que 5 ou melhor ainda, igual ou maior do que 10. Quando a freqüência esperada for menor do que 5, a variação das freqüências observadas segue uma distribuição de Poisson, não sendo possível a sua substituição pela aproximação Gausseana. A táboa I dá os limites da variação da série de Poisson para freqüências esperadas (em números) desde 0,001 até 15. A vantagem do emprego da nova táboa I para a comparação, classe por classe, entre distribuições esperadas e observadas é explicada num exemplo concreto. Por meio desta táboa obtemos informações muito mais detablhadas do que pelo X2-teste devido ao fato que neste último temos que reunir as classes nas extremidades das distribuições até que a freqüência esperada atinja pelo menos o valor 5. Incluimos como complemento uma táboa dos limites X2, pára 1 até 30 graus de liberdade, tirada de um outro trabalho recente (BRIEGER, 1946). Para valores maiores de graus da liberdade, podemos calcular os limites por dois processos: Podemos usar uma solução dada por Fischer: √ 2 X² -√ 2 nf = delta Devem ser aplicados os limites unilaterais da distribuição de Gauss : 5%:1, 64; 1%:2,32; 0,1%:3,09: Uma outra solução podemos obter segundo BRIEGER (1946) calculando o valor: √ x² / nf = teta X nf = teta e procurando os limites nas táboas para limites unilaterais de distribuições de Fischer, com nl = nf(X2); n2 = inf; (BRIEGER, 1946).

Análise de poliembrionia em Citrus, máxime em toranjas

1 - This paper is a joined publication of the Dept. of Genetics, Escola Superior de Agricultura "Luiz de Queiroz", University of São Paulo, and Secção de Citricultura e Frutas Tropicais, Instituto Agronômico, de Campinas, and deal with the number of seed per fruit and the polyembryony in Citrus, with special reference to the pummelos (C. grandis). 2 - For C. pectinifera, hibrid limon x acid lime, C. histrix and Citrus sp. the mean of seeds per fruit is 5,8 - 17,3 - 30,2 -94,6; for 14 pummelos the average was 100 and the range of variation 11 to 185 seeds per fruit. For the four above mentioned Citrus the cotyledons were classified into 3 types: big (near 8 mm.), medium (near 6 mm) and small (near 4 mm) and for the pummelos there was only one size of cotyledons, about 10 mm (table 1). 3 - The polyembryony was determined by two processes: a) counting of the embryos in the mature seed; b) counting after germination in flats or seed-beds. The rasults obtained are in table 2; the process a gave larger results than process b.The following pummelos are monoembryonics: melancia, inerme, Kaune Paune, sunshine, vermelha, Singapura, periforme, Zamboa, doce, Indochina, Lau-Tau, Shantenyau and Siamesa. Sometime it was found a branching of the main stem that gave a impression of polyembryonic seeds. 4 - It was shown by the x2 test that the distribution of embryo numbers fits the Poisson's series (table 2) in both processes. 5 - It is discussed in table 2 the variability of polyembryony for the following cases: a) between plants, within years. The teste for the differences of mean of polyembryony between 3 plants of C. pectinifera is statistically significant in 1948 and 1949; b) between yields of the same plant, within year. The same case of C. pectinifera may be used for this purpose; c) between process, within year. It is shown in table 3, for C. pectinifera and the hibrid "limon x acid lime" that there is a statistically signicicant between both process above mentioned.

Firm Size and Geographical Aggregation: An Empirical Appraisal in Industrial Location

This paper assesses empirically the importance of size discrimination and disaggregate data for deciding where to locate a start-up concern. We compare three econometric specifications using Catalan data: a multinomial logit with 4 and 41 alternatives (provinces and comarques, respectively) in which firm size is the main covariate; a conditional logit with 4 and 41 alternatives including attributes of the sites as well as size-site interactions; and a Poisson model on the comarques and the full spatial choice set (942 municipalities) with site-specific variables. Our results suggest that if these two issues are ignored, conclusions may be misleading. We provide evidence that large and small firms behave differently and conclude that Catalan firms tend to choose between comarques rather than between municipalities. Moreover, labour-intensive firms seem more likely to be located in the city of Barcelona. Keywords: Catalonia, industrial location, multinomial response model. JEL: C250, E30, R00, R12

Likelihood-based approaches to modeling demand for medical care

We review recent likelihood-based approaches to modeling demand for medical care. A semi-nonparametric model along the lines of Cameron and Johansson's Poisson polynomial model, but using a negative binomial baseline model, is introduced. We apply these models, as well a semiparametric Poisson, hurdle semiparametric Poisson, and finite mixtures of negative binomial models to six measures of health care usage taken from the Medical Expenditure Panel survey. We conclude that most of the models lead to statistically similar results, both in terms of information criteria and conditional and unconditional prediction. This suggests that applied researchers may not need to be overly concerned with the choice of which of these models they use to analyze data on health care demand.