Under the veil of citations

Academics are often ranked on citation counts’, which is considered an adequate proxy for author's quality and reputation. This paper seeks to find what is behind a cited academic / a cited article. We constructed a rich dataset from Portuguese affiliated economists and use zero inflated negative binomial model. This procedure is appropriate for count outcomes, correcting for overdispersion and excess zeros. We also use a fixed effect poisson model to accomodate authors' unobserved heterogeneity. We analyze results in detail comparing with existing literature and making some theoretical considerations around.

Trends and factors associated with dengue mortality and fatality in Brazil

AbstractINTRODUCTION:Studies that generate information that may reduce the dengue death risk are essential. This study analyzed time trends and risk factors for dengue mortality and fatality in Brazil from 2001 to 2011.METHODS:Time trends for dengue mortality and fatality rates were analyzed using simple linear regression. Associations between the dengue mortality and the case fatality rates and socioeconomic, demographic, and health care indicators at the municipality level were analyzed using negative binomial regression.RESULTS:The dengue hemorrhagic fever case fatality rate increased in Brazil from 2001 to 2011 (β=0.67; p=0.036), in patients aged 0-14 years (β=0.48; p=0.030) and in those aged ≥15 years (β=1.1; p<0.01). Factors associated with the dengue case fatality rate were the average income per capita (MRR=0.99; p=0.038) and the number of basic health units per population (MRR=0.89; p<0.001). Mortality rates increased from 2001 to 2011 (β=0.350; p=0.002).Factors associated with mortality were inequality (RR=1.02; p=0.001) high income per capita (MRR=0.99; p=0.005), and higher proportions of populations living in urban areas (MRR=1.01; p<0.001).CONCLUSIONS:The increases in the dengue mortality and case fatality rates and the associated socioeconomic and health care factors, suggest the need for structural and intersectoral investments to improve living conditions and to sustainably reduce these outcomes.

Product extension services deployment platform

Due to the progresses made in the branch of embedded technologies, manufacturers are becoming able to pack their shop floor level manufacturing resources with even more complex functionalities. This technological progression is radically changing the way production systems are designed and deployed, as well as, monitored and controlled. The dissemination of smart devices inside production processes confers new visibility on the production system while enabling for a more efficient and effective management of the operations. By turning the current manufacturing resources functionalities into services based on a Service Oriented Architecture (SOA), in order to expose them as a service to the user, the binomial manufacturing resource/service will push the entire manufacturing enterprise visibility to another level while enabling the global optimization of the operations and processes of a production system while, at the same time, supporting its accommodation to the operational spike easily and with reduced impact on production. The present work implements a Cloud Manufacturing infrastructure for achieving the resource/service value-added i.e. to facilitate the creation of services that are the composition of currently available atomic services. In this context, manufacturing resource virtualization (i.e. formalization of resources capabilities into services accessible inside and outside the enterprise) and semantic representation/description are the pillars for achieving resource service composition. In conclusion, the present work aims to act on the manufacturing resource layer where physical resources and shop floor capabilities are going to be provided to the user as a SaaS (Software as a Service) and/or IaaS (Infrastructure as a Service).

Valuing an offshore exploration project through real options analysis

This thesis applied real options analysis to the valuation of an offshore oil exploration project, taking into consideration the several options typically faced by the management team of these projects. The real options process is developed under technical and price uncertainties, where it is considered that the mean reversion stochastic process is more adequate to describe the movement of oil price throught time. The valuation is realized to two case scenarios, being the first a simplified approach to develop the intuition of the used concepts, and the later a more complete cases that is resolved using both the binomial and trinomial processes to describe oil price movement. Real options methodology demonstrated to be capable of assessing and valuing the projects options, and of overcoming common capital budgeting methodologies flexibility limitation. The added value of the application of real options is evident, but so is the method's increased complexity, which adversely influence its widespread implementation.

Integration of geometric consistency contributory factors in three-leg junctions collision prediction models of Portuguese two-lane national highways

This paper aims at developing a collision prediction model for three-leg junctions located in national roads (NR) in Northern Portugal. The focus is to identify factors that contribute for collision type crashes in those locations, mainly factors related to road geometric consistency, since literature is scarce on those, and to research the impact of three modeling methods: generalized estimating equations, random-effects negative binomial models and random-parameters negative binomial models, on the factors of those models. The database used included data published between 2008 and 2010 of 177 three-leg junctions. It was split in three groups of contributing factors which were tested sequentially for each of the adopted models: at first only traffic, then, traffic and the geometric characteristics of the junctions within their area of influence; and, lastly, factors which show the difference between the geometric characteristics of the segments boarding the junctionsâ area of influence and the segment included in that area were added. The choice of the best modeling technique was supported by the result of a cross validation made to ascertain the best model for the three sets of researched contributing factors. The models fitted with random-parameters negative binomial models had the best performance in the process. In the best models obtained for every modeling technique, the characteristics of the road environment, including proxy measures for the geometric consistency, along with traffic volume, contribute significantly to the number of collisions. Both the variables concerning junctions and the various national highway segments in their area of influence, as well as variations from those characteristics concerning roadway segments which border the already mentioned area of influence have proven their relevance and, therefore, there is a rightful need to incorporate the effect of geometric consistency in the three-leg junctions safety studies.

Comportamento anoréxico e percepção corporal em universitários

OBJETIVO: Avaliar a percepção corporal e a prevalência de sintomas de anorexia nervosa em estudantes universitários. MÉTODOS: Estudo transversal, no qual a seleção da amostra foi realizada por conveniência. Aplicou-se o questionário teste de atitudes alimentares (EAT- 26) e teste de imagem corporal, para avaliar os sintomas de anorexia nervosa e a percepção corporal, respectivamente. Para a análise estatística dos dados utilizou-se o teste binomial para verificar a existência de associação entre as variáveis qualitativas. RESULTADOS: Participaram do estudo 149 estudantes de nutrição e 78 estudantes de educação física. Observou-se que 10,3% e 14,1% dos estudantes de educação física e nutrição, respectivamente, apresentaram fatores de risco para desenvolver anorexia nervosa e o teste de imagem corporal evidenciou proporções elevadas de insatisfação com a forma corporal, em ambos os cursos: 75,8% e 78,2% para os cursos de nutrição e educação física, respectivamente. CONCLUSÃO: Os estudantes de nutrição mostraram maior tendência de apresentar comportamento de risco para anorexia nervosa, com predominância no sexo feminino. Além disso, os resultados evidenciaram proporções elevadas de insatisfação com a imagem corporal, em ambos os cursos. Estes resultados são preocupantes, tendo em vista que são futuros profissionais que possuem papel fundamental na detecção e, no caso do nutricionista, no manejo destes distúrbios.

Avaliação do impacto na circulação e risco de acidente em estradas em obras

Dissertação de mestrado integrado em Engenharia Civil

Transmission and progression to disease of Mycobacterium tuberculosis phylogenetic lineages in The Netherlands

The aim of this study was to determine if mycobacterial lineages affect infection risk, clustering, and disease progression among Mycobacterium tuberculosis cases in The Netherlands. Multivariate negative binomial regression models adjusted for patient-related factors and stratified by patient ethnicity were used to determine the association between phylogenetic lineages and infectivity (mean number of positive contacts around each patient) and clustering (as defined by number of secondary cases within 2 years after diagnosis of an index case sharing the same fingerprint) indices. An estimate of progression to disease by each risk factor was calculated as a bootstrapped risk ratio of the clustering index by the infectivity index. Compared to the Euro-American reference, Mycobacterium africanum showed significantly lower infectivity and clustering indices in the foreign-born population, while Mycobacterium bovis showed significantly lower infectivity and clustering indices in the native population. Significantly lower infectivity was also observed for the East African Indian lineage in the foreign-born population. Smear positivity was a significant risk factor for increased infectivity and increased clustering. Estimates of progression to disease were significantly associated with age, sputum-smear status, and behavioral risk factors, such as alcohol and intravenous drug abuse, but not with phylogenetic lineages. In conclusion, we found evidence of a bacteriological factor influencing indicators of a strain's transmissibility, namely, a decreased ability to infect and a lower clustering index in ancient phylogenetic lineages compared to their modern counterparts. Confirmation of these findings via follow-up studies using tuberculin skin test conversion data should have important implications on M. tuberculosis control efforts.

A cooperar é que se aprende?: a aprendizagem cooperativa e educação intercultural: um contributo na construção da autonomia do aluno

Relatório de estágio de mestrado em Ensino de Inglês e Espanhol no 3º Ciclo do Ensino Básico e Ensino Secundário

Análise estatística da distribuição de Poisson

The general properties of POISSON distributions and their relations to the binomial distribuitions are discussed. Two methods of statistical analysis are dealt with in detail: X2-test. In order to carry out the X2-test, the mean frequency and the theoretical frequencies for all classes are calculated. Than the observed and the calculated frequencies are compared, using the well nown formula: f(obs) - f(esp) 2; i(esp). When the expected frequencies are small, one must not forget that the value of X2 may only be calculated, if the expected frequencies are biger than 5. If smaller values should occur, the frequencies of neighboroughing classes must ge pooled. As a second test reintroduced by BRIEGER, consists in comparing the observed and expected error standard of the series. The observed error is calculated by the general formula: δ + Σ f . VK n-1 where n represents the number of cases. The theoretical error of a POISSON series with mean frequency m is always ± Vm. These two values may be compared either by dividing the observed by the theoretical error and using BRIEGER's tables for # or by dividing the respective variances and using SNEDECOR's tables for F. The degree of freedom for the observed error is one less the number of cases studied, and that of the theoretical error is always infinite. In carrying out these tests, one important point must never be overlloked. The values for the first class, even if no concrete cases of the type were observed, must always be zero, an dthe value of the subsequent classes must be 1, 2, 3, etc.. This is easily seen in some of the classical experiments. For instance in BORKEWITZ example of accidents in Prussian armee corps, the classes are: no, one, two, etc., accidents. When counting the frequency of bacteria, these values are: no, one, two, etc., bacteria or cultures of bacteria. Ins studies of plant diseases equally the frequencies are : no, one, two, etc., plants deseased. Howewer more complicated cases may occur. For instance, when analising the degree of polyembriony, frequently the case of "no polyembryony" corresponds to the occurrence of one embryo per each seed. Thus the classes are not: no, one, etc., embryo per seed, but they are: no additional embryo, one additional embryo, etc., per seed with at least one embryo. Another interestin case was found by BRIEGER in genetic studies on the number os rows in maize. Here the minimum number is of course not: no rows, but: no additional beyond eight rows. The next class is not: nine rows, but: 10 rows, since the row number varies always in pairs of rows. Thus the value of successive classes are: no additional pair of rows beyond 8, one additional pair (or 10 rows), two additional pairs (or 12 rows) etc.. The application of the methods is finally shown on the hand of three examples : the number of seeds per fruit in the oranges M Natal" and "Coco" and in "Calamondin". As shown in the text and the tables, the agreement with a POISSON series is very satisfactory in the first two cases. In the third case BRIEGER's error test indicated a significant reduction of variability, and the X2 test showed that there were two many fruits with 4 or 5 seeds and too few with more or with less seeds. Howewer the fact that no fruit was found without seed, may be taken to indicate that in Calamondin fruits are not fully parthenocarpic and may develop only with one seed at the least. Thus a new analysis was carried out, on another class basis. As value for the first class the following value was accepted: no additional seed beyond the indispensable minimum number of one seed, and for the later classes the values were: one, two, etc., additional seeds. Using this new basis for all calculations, a complete agreement of the observed and expected frequencies, of the correspondig POISSON series was obtained, thus proving that our hypothesis of the impossibility of obtaining fruits without any seed was correct for Calamondin while the other two oranges were completely parthenocarpic and fruits without seeds did occur.

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.

Um caso especial de integrais binômias

The present paper shows that the sum of two binomial integrals, such as A ∫ x p (a + bx q)r dx + B ∫ x p (a + bx q)r dx, where A and B are real constants and p, q, r are rational numbers, can, in special cases, lead to elementary integrals, even if each by itself is not elementary. An example of the case considered is given by the integral ∫ x _____-___ 3 dx = 1/2 ∫ x-½ (x - 1)-⅓ dx - 6 √ x ³√(x - 1)4 = 1/3 ∫ x-½ (x - 1)-¾ dx On the rigth hand side of the last equality both integral are not elementary. But the use of integration by parts of one of them leads to the solution: ∫ x _____-___ 3 dx = x½ (x - 1)-⅓ + C. 6 √ x ³√(x - 1)4

Distribuição espacial e plano de amostragem de Calacarus heveae (Acari) em seringueira

Calacarus heveae Feres, 1992 é um eriofídeo descrito de espécimes coletados em plantas de seringueira (Hevea brasiliensis, Euphorbiaceae) na região noroeste do Estado de São Paulo. Esse ácaro prefere a face adaxial dos folíolos e pode causar a perda do brilho, amarelecimento, bronzeamento dessa região e a subseqüente queda prematura das folhas. O objetivo deste trabalho foi analisar a distribuição de C. heveae em seringueira, selecionar a unidade de amostragem mais representativa e desenvolver um plano de amostragem para o estudo de sua flutuação populacional. O trabalho foi conduzido com os clones PB 260 e IAN 873, respectivamente nos municípios de Itiquira e de Pontes e Lacerda, ambos no Mato Grosso. Em Itiquira, diferenças significativas foram observadas em quatro ocasiões em relação ao número médio de ácaros por folha nos diferentes estratos das plantas. Nas amostragens realizadas em Pontes e Lacerda, nenhuma diferença significativa foi encontrada entre os estratos em relação àquele parâmetro. Apenas em Itiquira, em uma ocasião de amostragem, foi verificada diferença entre os três estratos, em relação à proporção de folhas infestadas. Nenhuma diferença significativa foi verificada em relação ao número médio de ácaros por folha e proporção de folhas infestadas por C. heveae a diferentes distâncias da periferia da copa. Calacarus heveae exibe distribuição agregada no campo. Para estimar a densidade de C. heveae, um plano numérico e um plano binomial de amostragem foram desenvolvidos.

A vegetação no município de Ilhéus Estado da Bahia: IV - Caracaterísticas analíticas e periodicidade sociológica

It is well-known that diverse groups of vegetation with an analogous but not identical floristic composition show an ecological similarity which leads to a determined type of vegetation. Starting from this fact it becomes evident that the scope of phytosociological work is the establishing of the significance of the species within the association and the discovery of the rules which govern associations. The floristic surveys made in the field have to be analysed statistically so as to obtain satisfactory results. The usefulness of this method depends largely on the possibilities of comparing the results with previous studies of the same kind, in the same country, or elsewhere. The method used in this paper is that of measuring circumferences and counting individuals in the different associations studied because it permits the presentation of the results in tables which show the phytosociological complexity of the Brazilian rain-forests. The classical method of characteristics is valuable because the more evolved an association is the less sociable are the species it contains, so that such groups do not show clear differences between species but rather between sinusia or strata of individuals. Five tables are presented in which several of the qualitative and quantitative characteristics are studied with a view to discussing their value in relation to groups and species. They are: I - Abundance (number of individuals). II - Density (distance in meters between the individuals belonging to each stratum). III - Basal coverture (circles measured in square meters of the mean projection of the individuals on the surface). IV - Basal area (mean circle in square meters occupied by individuals on the surface). V - Frequency, abundance and sociability in relation to occurrence. TABLE I. This table indicates first the number of individuals in relation to the sinusia studied: next, the sum total of the individuals belanging to the strata are given for each association, thus providing the numeric value of the sinusia: finally, the relation between the total number of individuals in the association and the total for the sinusium thus fursnishing the abundance per sinusium, in the classic sence, that is the percentage, or rather the relative number, of the elements which compose the group. CONCLUSIONS. The general character of abundance of the regional vegetation of Ilheos may be summed up in the following way: as an association evolves towards permanent equilibirum the number of individuals the inferior strata diminishes in relation to those of the superior strata which increase. For the shrub sinusium, two important facts were observed: a) in a given association the number of elements of the inferior strata diminishes as the diameter of the individuals increases; b) the percentage of individuals belonging to the shrub sinusium in the sere diminishes as the association evolve. In the subarboreal sinusium it is seen that: in the sere the number of subarboreal individuals does not vary much; whereas in the climax or the prisere there is a fall owing to the equilibrum of the biologic forms. In the arboreal sinusium the following conclusion can be deduced from analogous facts: the number of individuals of the lower strata diminishes as circumference increases. Also, in the sere there is a progressive sequence for the individuals belonging to the superior strata. TABLE II. The relation between the mean distances of individuals belonging to the same stratum and the area of an association is equal to the density. The table shows that the mean density of the association and the distance between the individuals belonging to the strata of the same sinusium in relation to the total number of individuals belonging to the association. CONCLUSIONS. As rule, the density of individuals in the associations studied follows a very general character or at least a regional one: the distance between the individuals in the diverse strata varies according to their abundance and sociability. Two other facts of some sociological importance are: a) in identical strata of the same sere the density of individuals oscillates in an analogous manner in teh subclimaces and varies in the stages which have reached equilibrium. b) the density of individuals varias in accordance with the sinusium and the distances between individuals of the same sinusium varg in accordance with the strata. TABLE III. This table presents the mean basal individual coverture, that is the mean projection of the frond of the various individuals belonging to the same stratum. The means were obtained by measurement in the field, of 100 individuals belonging to each stratum and their projection on the surface. In the latoratory these measurements were converted into mean circles (in square meters) and the result was multiplied by the individuals belonging to the strata corresponding to the sinusium of each association. The result obtained is named basal coverture. CONCLUSIONS. As a rule, the basal coverture of the vegetation of the county of Ilhéus indicates that: in the evolution of the vegetation the basal coverture of the arbustive sinusium diminishes progressively whereas that of the arboreal one increases. The special norms obtained are: 1) in the shrub sinusium the basal coverture seems to follow a uniform norm, that is, in stages of evolution of the subclimax the basal coverture oscillates with a certain uniformity. 2) in the subarboreal sinusium this fact is related to the vitality and age of the species, as in the subclimax the number of young trees is large and the vitality of the species very variable. This permits the conclusion that: in the sere the basal coverture increases with the evolution of the vegetation and diminishes when an equilibrium is reached. 3) in the tree sinusium the climax association of the prisere and subsere seem to obey a binomial rule, as the coverture (density-abundance) increases until a determined stratum is reached and...

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.