Avaliação sensoriomotora do complexo articular do ombro : validação de um protocolo

Introdução: São escassas as medidas objetivas, válidas e consistentes da função sensoriomotora do complexo articular do ombro (CAO). Objetivos: desenvolvimento e validação de um protocolo de avaliação sensoriomotora do CAO. Materiais e métodos: 40 Sujeitos (16 atletas e 24 não atletas) completaram 6 momentos de teste, 3 por cada um de 2 investigadores. Em cada momento avaliou-se a NPA pelo Biodex System 3, na elevação do braço no plano da omoplata a 80º e 160º, e na rotação externa (RE) a 45º e 80º , bem como o controlo postural do CAO avaliou-se pela plataforma Rsscan. Resultados/Discussão: Todas as variáveis apresentaram estabilidade temporal, exceto os erros a 80º na RE (p=0,021) e 80º no PO (p=0,006), nos atletas, para o Investigador 1, e as componentes do CP nos não atletas, para o investigador 2. Os ICC’s foram globalmente baixos, apresentando valores moderados no grupo de não atletas, para o Investigador 2, no comprimento (0,862) e velocidade média do CP (0,852). Excluindo a área do CP no grupo de não atletas (p=0,030), não houve diferenças significativas nas médias entre observadores. Verificaram-se correlações fortes entre as componentes do CP, mas não ocorreram correlações fortes entre estas e as da NPA. Conclusões: Os resultados poucos consistentes, não permitem retirar conclusões sólidas, impossibilitando assumir o protocolo como fiável e válido na avaliação sensoriomotora do CAO.

Amiodarona causa vasodilatação dependente do endotélio em artérias coronárias caninas

OBJETIVO: Avaliar os efeitos vasodilatadores da amiodarona em artérias coronárias caninas empregando soluções de amiodarona dissolvida em polisorbato 80 ou em água. MÉTODOS: Anéis de artéria coronária, com e sem o endotélio íntegro, foram imersos em solução de krebs e conectadas a um transdutor para aferição de força isométrica promovida por contração vascular. As artérias foram expostas a concentrações crescentes de polisorbato 80, amiodarona dissolvida em água, amiodarona dissolvida em polisorbato 80 e uma apresentação comercial da amiodarona (Cordarone®). Os experimentos foram conduzidos na presença e na ausência dos seguintes bloqueadores enzimáticos: apenas indometacina, Nômega-nitro-L-arginina associada à indometacina e apenas Nômega-nitro-L-arginina. RESULTADOS: O polisorbato 80 causou pequeno relaxamento não dependente do endotélio. O Cordarone®, a amiodarona dissolvida em água e em polisorbato 80 promoveram relaxamento dependente do endotélio, que foi de maior magnitude para a amiodarona dissolvida em polisorbato e para o Cordarone®. Apenas a associação de indometacina com a Nômega-nitro-L-arginina foi capaz de abolir o relaxamento dependente do endotélio provocado pela amiodarona dissolvida em polisorbato 80. CONCLUSÃO: Os resultados obtidos indicam que a vasodilatação promovida pela amiodarona em artérias coronárias caninas é causada principalmente pela estimulação da liberação de óxido nítrico e fatores endoteliais relaxantes dependentes das ciclo-oxigenases.

O papel do ecocardiograma como método isolado na indicação cirúrgica de pacientes portadores de cardiopatia congênita

OBJETIVO: Determinar a acurácia diagnóstica do ecocardiograma, analisando prospectivamente, o valor do método na indicação cirúrgica sem cateterismo em portadores de cardiopatia congênita, através da comparação do diagnóstico ecocardiográfico com os achados intra-operatórios e/ou do estudo invasivo. MÉTODOS: De fevereiro/2000 a janeiro/2001, foram acompanhados 493 pacientes cardiopatas congênitos com indicação cirúrgica, submetidos a ecocardiograma com mapeamento de fluxo em cores para decisão terapêutica. Os resultados foram comparados aos achados cirúrgicos e/ou de cateterismo quando realizado para complementação diagnóstica. RESULTADOS: Dos pacientes estudados, 94,3% (465 casos) foram submetidos à correção da cardiopatia congênita apenas com o ecocardiograma e sem cateterismo diagnóstico. O estudo invasivo foi realizado para complementação diagnóstica em 28 (5,6%) casos, o tratamento cirúrgico realizado em mais de 95% dos casos e o cateterismo terapêutico em 3,6%. Os achados do ecocardiograma se confirmaram em 464 (94,1%) dos casos, demonstrando uma alta acurácia do método. Ocorreram 8 (1,6%) casos de falso positivos e 39 (7,9%) casos de falso negativos. Segundo os cirurgiões, nenhum dos erros diagnósticos levaram a complicações ou afetaram os resultados cirúrgicos adversamente. CONCLUSÃO: O ecocardiograma se mostrou método sensível e seguro para indicação cirúrgica, dispensando, muitas vezes, a realização de estudo invasivo, ficando este, restrito aos casos de complementação diagnóstica ou terapêutica.

Disfunção endotelial venosa em pacientes com doença de Chagas sem insuficiência cardíaca

OBJETIVO: Analisar a função endotelial venosa em pacientes chagásicos sem insuficiência cardíaca. MÉTODOS: O grupo Chagas (G1) foi composto por quatorze mulheres e dois homens com idade de 46 ± 2,7 anos, e o grupo controle (G0), por sete mulheres e um homem, pareados em idade, peso, altura. A Técnica de Complacência da Veia Dorsal da Mão foi utilizada para avaliação da função endotelial venosa. Foram infundidas doses crescentes de fenilefrina para se obter pré-constrição de 70% do basal; a seguir, foram administradas acetilcolina e nitroprussiato de sódio para avaliar as respostas de venodilatação, respectivamente, dependentes e independentes do endotélio. RESULTADOS: Não houve variação entre os valores hemodinâmicos nos grupos durante o experimento. A dose média de fenilefrina necessária para pré-constrição da veia foi significativamente maior no G1 (1116 ± 668,2 ng/ml), comparada à do G0 (103 ± 28 ng/ml) p = 0,05. A resposta de venodilatação máxima dependente do endotélio foi significativamente menor no grupo G1 (65,5 ± 8%), comparada à do G0 (137 ± 20 %) p = 0,009. Não houve diferença nas respostas de venodilatação independente do endotélio entre os grupos. CONCLUSÃO: Pacientes com doença de Chagas sem insuficiência cardíaca apresentam disfunção endotelial venosa.

Análise de registros eletrocardiográficos associados ao infarto agudo do miocárdio

OBJETIVO: Avaliar correlações entre as variações do eletrocar­diograma (ECG) e o infarto agudo do miocárdio. MÉTODOS: Uso de software de baixo custo para digitalização de ECG impressos e/ou em formato "pdf". Cálculo de área do segmento ST e das amplitudes dos pontos J e Y RESULTADOS: A amplitude do ponto Y possui máxima correlação com a concentração da enzima troponina. O supradesnivelamento do segmento ST não se constitui bom indicador estatístico da gravidade do infarto. Existe uma forte correlação negativa entre a amplitude do ponto J e a quantidade de íons magnésio, mas nenhuma correlação estatística com os íons sódio ou cálcio. Os dois métodos de cálculo da área do segmento ST (contagem de pixels e interpolação) não mostraram diferenças significativas nos resultados. CONCLUSÃO: O software utilizado mostrou-se viável do ponto de vista econômico e funcional. A amplitude do ponto Y é um marcador sensível à ocorrência do infarto, tendo cálculo mais simples e menos sujeito a erros do que o cálculo da área de supradesnivelamento do segmento ST.

Modelos para predição da carga máxima no teste clínico de esforço cardiopulmonar

OBJETIVO: Este estudo buscou derivar equações generalizadas para predição da carga máxima para homens e mulheres jovens. MÉTODOS: O método da ergoespirometria direta (Aerosport® TEEM 100, Estados Unidos da América do Norte) foi empregado para determinar o VO2máx e a carga máxima (Wmáx), no cicloergômetro (Monark®, Brasil), de 30 homens (25 ± 5 anos, 75,0 ± 10,7 kg; 48,4 ± 8,8 mL . kg -1 . min -1 e 243 ± 51 Watts) e 30 mulheres (26 ± 5 anos, 56,7 ± 5,9 kg, 39,8 ± 7,6 mL . kg -1 . min -1 e 172 ± 37 Watts). A idade e a massa corporal foram empregadas como variáveis independentes. Para todos os testes estatísticos aceitou-se o nível de significância de p < 0,05. RESULTADOS: No ajuste linear múltiplo a carga máxima foi explicada pela da idade e massa corporal em 54% (r = 0,73), para homens, e em 76% (r = 0,87), para mulheres, com erros padrões respectivamente de 0,66 W . kg -1 e de 25 Watts. As equações propostas passaram pela validação cruzada, empregando-se outra amostra com características similares de idade e VO2máx composta por 15 homens e 15 mulheres. A correlação intraclasse entre os valores de Wmáx preditos e os medidos através da ergoespirometria foram de 0,70 e 0,69, com erros padrões de 28,4 e 15,8 Watts, respectivamente, para homens e mulheres. CONCLUSÃO: Este estudo exibe equações generalizadas válidas para determinação da carga máxima no cicloergômetro para homens e mulheres.

Prevalência de hipertensão do avental branco na atenção primária de saúde

OBJETIVO: Avaliar a prevalência de hipertensão do avental branco no município de Dumont, Estado de São Paulo, caracterizando os participantes da pesquisa em relação a fatores demográficos e a alterações tanto fisiológicas como metabólicas. MÉTODOS: Foram selecionados 109 usuários da Unidade de Saúde municipal, divididos em três grupos (normotensão, hipertensão essencial e hipertensão do avental branco), após medidas de pressão arterial com aparelho oscilométrico e exame de monitorização ambulatorial da pressão arterial. Foram realizadas entrevista, mensuração de dados e coleta de exames laboratoriais para comparação das variáveis encontradas entre os grupos. Para o tratamento estatístico, foram utilizados os testes ANOVA e Tukey. Os resultados foram expressos como médias ± erros padrão das médias. As diferenças foram consideradas estatisticamente significativas para p < 0,05. RESULTADOS: A prevalência de hipertensão do avental branco foi de 34,1%, com predominância do sexo feminino, média de idade de 45,3 anos e aumento de índice de massa corporal, relação cintura-quadril, glicemia e creatinina plasmáticas, na comparação com hipertensos e/ou normotensos. Não foi encontrada relação entre hipertensão do avental branco e variáveis demográficas. CONCLUSÃO: As diferenças encontradas entre os grupos e a presença de variações clínicas e bioquímicas possibilitam inferir que a hipertensão do avental branco é uma condição que deve ser analisada de maneira distinta em relação a indivíduos normotensos e hipertensos.

Os efeitos da metformina sobre a dispersão do intervalo QT e QTc de ratos diabéticos

FUNDAMENTO: Diversos fármacos podem causar aumento do intervalo QT, bem como da sua dispersão (QTd) em registros eletrocardiográficos (ECG). O QTd pode ser um marcador potencialmente sensível ao aumento do risco de arritmias cardíacas e morte súbita cardíaca. Metformina é uma substância de eficácia anti-hiperglicêmica utilizada no tratamento do diabete. Entretanto, estudos têm relacionado efeitos dose-dependentes da metformina sobre a glicemia e marcadores de riscos cardiovasculares. OBJETIVO: Avaliar os efeitos dose-resposta da metformina sobre o QT e QTd de ratos diabéticos. MÉTODOS: Ratos Wistar machos foram distribuídos em cinco grupos: controle não-tratado (C), diabético não-tratado (D), diabéticos tratados com metformina nas doses 3,5, 30 e 74 µg/kg/pc (DM 3,5, DM 30 e DM 74). O diabete foi induzido por uma injeção de aloxana (40 mg/kg, i.v.). O ECG foi registrado (1º, 15º e 30º dias) através de quatro eletrodos inseridos na camada subcutânea das patas. Ambos os intervalos, RR e QT, foram medidos, e então os valores do QT corrigido e da dispersão de QT foram calculados. RESULTADOS: Os grupos DM 3,5 e DM 30 mostraram significativa redução da glicemia (p< 0,05) quando comparados à alta dose (DM 74). Ratos do grupo DM 74 apresentaram aumento dos intervalos QTc, QTd e QTcd, enquanto os ratos dos grupos DM 3,5 e DM 30 apresentaram menor prolongamento desses intervalos. CONCLUSÃO: A metformina em altas doses proporcionou maior dispersão do intervalo QT, em razão, provavelmente, do aumento da não-homogeneidade do processo de repolarização ventricular, enquanto em baixas doses houve diminuição do intervalo QT em ratos diabéticos.

Influência da terapia com espironolactona sobre níveis sangüíneos de tiamina em pacientes com insuficiência cardíaca

FUNDAMENTO: Estudos do manejo não-farmacológico da insuficiência cardíaca (IC) têm sido muito escassos. A importância de micronutrientes como tiamina há muito é conhecida, uma vez que sua deficiência está associada com o desenvolvimento de IC de alto débito. OBJETIVO: Nós estudamos a relação entre adicionar à inibição da ECA uma supressão adicional da aldosterona com espironolactona e níveis sangüíneos de tiamina (pmol/ml). MÉTODOS: Um total de 22 pacientes (pc) com IC (classes III/IV da NYHA) foi dividido em dois grupos [grupo I - espironolactona 25mg/dia (n=11) e grupo II - sem espironolactona (n=11)]. Determinamos os níveis de tiamina pelo uso da atividade da transcetolase eritrocitária. Os grupos foram comparados com relação à ingesta alimentar, demografia, doses de furosemida e níveis sangüíneos de tiamina, usando os testes de Mann-Whitney e t de Student. Analisamos as proporções com testes de qui-quadrado e de Kruskal-Wallis para associarmos a tiamina com fatores demográficos e usamos as doses de furosemida como variáveis dependentes. RESULTADOS: Os grupos I e II eram similares em relação à ingesta alimentar, doses diárias de furosemida (110,9±30,2 e 105,5±26,9 mg, respectivamente; p>0,05), demografia (etiologia, idade, hipertensão, diabete, tabagismo, abuso de álcool, dislipidemia e tratamento adjuvante da IC com drogas). Os pacientes do grupo I mostraram níveis de tiamina significativamente superiores, comparados com aqueles do grupo II (277,2±89,8 e 154,7±35,7, respectivamente) (p<0,001). Nenhuma das variáveis dependentes citadas acima estava associada com a tiamina. CONCLUSÃO: Em uma coorte de pacientes ambulatoriais com IC tratados com alta dose de diuréticos de alça, o uso de espironolactona está associado com níveis sangüíneos superiores de tiamina. A importância deste achado ainda deverá ser estabelecida por estudos futuros com desenho prospectivo e amostras maiores.

Polar S810 como recurso alternativo ao eletrocardiograma no teste de exercício de 4 segundos

FUNDAMENTO: O teste de exercício de 4 segundos (T4s) avalia o tônus vagal cardíaco durante o transiente inicial da frequência cardíaca (FC), em exercício dinâmico súbito, por meio da identificação do índice vagal cardíaco (IVC) obtido a partir do eletrocardiograma (ECG). OBJETIVO: Testar a utilização do monitor de frequência cardíaca (MFC) Polar S810 como recurso alternativo ao ECG na aplicação do T4s. MÉTODOS: Neste trabalho, 49 indivíduos do sexo masculino (25 ± 20 anos, 176 ± 12 cm, 74 ± 6 kg) realizaram o T4s. Os intervalos RR foram registrados simultaneamente por ECG e MFC. Calcularam-se média e desvio padrão do último intervalo RR do período pré-exercício ou o primeiro do período de exercício, aquele que for mais longo (RRB), do mais curto intervalo RR do período de exercício (RRC) e do IVC obtidos por ECG e MFC. Utilizou-se o teste t de Student para amostras dependentes (p < 0,05) para testar a significância das diferenças entre as médias. Para identificar a concordância entre o ECG e o MFC, utilizou-se a regressão linear, com cálculo do coeficiente de correlação de Pearson e a estratégia proposta por Bland e Altman. RESULTADOS: A regressão linear apresentou r² de 0,9999 para o RRB, 0,9997 para o RRC e 0,9996 para o IVC. A estratégia de Bland e Altman apresentou desvio padrão de 0,92 ms para o RRB, 0,86 ms para o RRC e 0,002 para o IVC. CONCLUSÃO: O MFC Polar S810 se mostrou eficiente na aplicação do T4s quando comparado ao ECG.

Estatinas nas síndromes coronarianas agudas

As estatinas são o principal recurso disponível para redução do LDL-colesterol. Seu uso contínuo reduz a morbidade e a mortalidade cardiovascular decorrente da doença aterosclerótica. A administração das estatinas demonstrou ser efetiva em estudos clínicos de prevenção primária e secundária em pacientes de baixo e alto risco. O mecanismo presumido de benefício da terapia hipolipemiante na prevenção das complicações da doença aterosclerótica age na redução da deposição de lipoproteínas aterogênicas em áreas vulneráveis da vasculatura. Estudos experimentais com estatinas demonstraram grande variedade de outros efeitos que poderiam estender o benefício clínico além da modificação do perfil lipídico por si só. A terapia com estatinas altera beneficamente componentes importantes do processo aterotrombótico: inflamação, oxidação, coagulação, parâmetros fibrinolíticos, função endotelial, vasorreatividade e função plaquetária. A demonstração dos efeitos não dependentes da redução do colesterol ou pleiotrópicos das estatinas fornece a base teórica para seu possível papel como terapia adjunta das síndromes coronarianas agudas. Análises retrospectivas de uma variedade de estudos indicam potencial benefício das estatinas durante os eventos coronarianos agudos. Estudos clínicos recentes têm abordado essa importante questão em ensaios prospectivos controlados, demonstrando fortes evidências a favor da administração das estatinas como terapia adjunta nas síndromes coronarianas agudas.

O Florescimento da cana de açúcar

1 - Análise do Brix Em três das variedades analisadas - F 29-7, Co. 285 e Tuc. 519, - a diferença entre o Brix do caldo das canas florescidas e das canas não florescidas foi estatisticamente insignificante. Apenas em uma variedade - Co. 312 - tivemos um resultado duvidoso. Em F 29-7 nota-se que o erro nas' canas florescidas é maior que nas não florescidas, o que parece indicar uma tendência a maior instabilidade do Brix com o florescimento. A diferença entre os dois erros é, poréxn, de significação duvidosa, embora o valor de P exceda bastante o limite de 5% de probabilidade, sem atingir o de 1%. 2 - Análise dos redutores Houve uma diferença sem significação em F 29-7 e Co. 285. Em Co. 312, porém, o resultado foi duvidoso e em Tuc. 519 foi significante, e em ambas estas variedades as canas não florescidas eram as mais ricas em redutores, o que merece ser salientado. Nota-se que o erro nas canas não florescidas é maior do que nas florescidas, o que indica uma estabilização de percentagem de redutores com o florescimento em F 29-7. A diferença entre os erros é, porém, de significação duvidosa, de sorte que só futuras pesquisas poderão esclarecer essa dúvida. 3 - Análise da pol Neste caso a diferença foi insignificante em F 29-7 e Co. 312 e duvidosa nas outras duas variedades. E nos casos de diferença duvidosa a pol foi maior no caldo das canas florescidas, o que é digno de destaque. O erro foi insignificantemente maior nas canas florescidas do que nas não florescidas. 4 - Análise das cinzas A diferença entre as médias foi insignificante em F 29-7 e Co. 312; foi duvidosa em Tuc. 519 e significante em Co. 285. Nos dois últimos casos a quantidade de cinzas foi maior no caldo das canas não florescidas do que no das florescidas. Nota-se, pelo erro, uma maior variação nas canas não florescidas, mas o teste F dá um resultado duvidoso, que exige novas pesquisas. 5 - Análise da acidez sulfúrica A diferença entre as médias foi insignificante em F 29-7 e Tuc. 519, tendo sido significante nas duas variedades restantes. Nestes dois últimos casos foi o caldo das canas florescidas favorecido com uma acidez menor do que o das não florescidas. O teste F foi absolutamente sem significação, o que significa que a variação é a mesma nas canas florescidas e não florescidas em F 29-7. 6 - Análise de litros de cadlo por quilo de cana A diferença entre as médias foi significante em F 29-7, Co. 285 e Co. 312, sempre com menor quantidade de caldo nas canas n florescidas. Em Tuc. 519 o resultado foi duvidoso, mas como se aproxima bastante do limite de 1% e concorda com os resultados obtidos nas outras variedades e ainda com a observação de medula seca nos gomos terminais das canas florescidas, como já foi dito atrás, esse resultado pode ser tomado como significante. O erro maior nas canas n florescidas e o teste F significante indicam que com o florescimento se estabiliza a relação litros de caldo por quilo de cana. 7 - Análise da fibra Neste caso os resultados foram análogos aos obtidos no caso da relação litros de caldo por quilo' de cana, como era de se esperar. De fato, em F 29-7, Co. 285 e Co. 312 as diferenças foram significantes. Em Tuc. 519 o resultado foi duvidoso, mas as mesmas considerações apresentadas no caso anterior nos levam a considerá-lo significante. Em todas as variedades analisadas as canas florescidas foram sempre mais ricas em fibra. O teste F foi insignificante, c que indica que não há diferença notável entre os erros. 8 - Análise do pêso Esta análise, que só foi feita em F 29-7, nos leva a concluir que o pequeno excesso de peso apresentado pelas canas florescidas n tem a menor significação. Como as nossas observações indicam para as canas florescidas maior comprimento e maior grossura, esse resultado evidencia um murchamente, o que é, aliás, confirmado pela diminuição da relação litros de caldo por quilo dé caria e pelo aumento da quantidade de fibra. Sobre o teste F já salientámos que êle neste caso nos indica que o peso das canas se estabiliza com o florescimento.

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.

Determinação do sexo em pintos da raça Rhode Island Red

Examinando 201 pintos de um dia da raça Rhode Island Red, de rebanho selecionado pela postura e considerando diversos caracteres, principalmente os relacionados com a côr da penugem, conseguimos acertar em 197, numa proporção de 98,01%, não relatada da bibliografia que conhecemos. Julgamos como mais importantes, os seguintes caracteres : mancha clara na asa notada em 100% dos machos e 6,30% das fêmeas; o anel claro na perna ocorreu em 91,80% dos machos e 3,70% das fêmeas. Estas duas particularidades, sòmente, permitem separação de sexo superior a 96%. O sinal junto ao ângulo posterior do olho foi observado em 95,10% das fêmeas e 36,70% dos machos; ponta da asa escura não ocorreu em um macho sequer, mas em 53.20% das fêmeas; ponta da asa clara foi notada em todos os machos e em 46,80% das fêmeas. Os demais caracteres mencionados no quadro, constituem elementos auxiliares de menor valor mas devem ser examinados para se esclarecerem dúvidas. Os erros decorreram de se dar mais importância à pinta escura na cabeça que ao anel claro na perna e à mancha no bordo da asa. O presente trabalho contribui para o esclarecimento do assunto principalmente por considerar o anel claro da perna e o sinal escuro próximo ao ângulo posterior do olho, caracteres valiosos e ainda não apontados anteriormente. Ainda mais, a observação metódica e conjunta de um grande número de atributos relacionados com o dimorfismo sexual constitui um subsídio ao esclarecimento de tão interessante questão.

A determinação do fósforo em fertilizantes pelos métodos espectrofotométrico e colorimétrico diferenciais do ácido fosfovanadomolíbdico

O presente trabalho relata a determinação do P2O5 em fertilizantes simples e em misturas, pelos métodos, espectrofotométrico (espectrofotômetro Beckman, modelo B) diferencial do ácido fosfovánadomólíbdico e pelo método volumétrico alcalimétrico (fosfomolibdato de amônio). Relata também a determinação do P2O5 solúvel em solução de ácido cítrico a 2% nos mesmos materiais, pelos métodos espectrofotométrico e colorimétrico (Klett-Summerson) dif erenciais e volumétrico. Os dados obtidos permitem afirmar que os métodos espectrofotométrico e colorimétrico diferenciais são precisos e muito mais simples e rápidos que o método volumétrico. Considerando-se que os métodos espectrofotométrico e colorimétrico são mais simples, e rápidos que o método volumétrico e que êste está mais sujeito à erros devido às operações de precipitação, filtração, lavagem do precipitado, etc, pode-se adotar os dois primeiros em substituição ao método volumétrico de determinação do P2O5 total e solúvel em solução de ácido cítrico a 2%, em fertilizantes fosfatados, simples e em misturas.