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.

Cambio ocupacional en los servicios financieros: nuevos requerimientos laborales ante la transformación del sector

El presente estudio relaciona la evolución de los servicios financieros y su entorno competitivo con la transformación de las características del ocupado tipo en el sector. Para ello dispone tres modelos de elección discreta binomial que estiman el perfil diferencial de la ocupación en los servicios financieros con respecto al conjunto de los servicios. El sistema financiero español se caracteriza por un elevado grado de asalarización del empleo y presenta requerimientos de factor trabajo crecientemente sesgados hacia una mano de obra con elevada formación. Ello responde a un nuevo entorno, más competitivo y liberalizado, en el que la institución financiera debe aproximarse al cliente. El trabajador asume progresivamente, por tanto, funciones comerciales en detrimento de las tareas de carácter administrativo tradicionales en la banca. En este contexto, el nivel educativo es utilizado más bien como señal de competencias que como repertorio de conocimientos adquiridos.

The Impact of prevention measures and organisational factors on occupational injuries

This paper analyses the impact of a series of managerial and organisational factors on occupational injuries. These consist of occupational safety measures, as regards both the intensity and the orientation of risk prevention in companies, and the adoption of certain work organisation practices, quality management and the use of flexible production technologies. We estimate a negative binomial regression based on a sample of 213 Spanish industrial establishments, defining a constant random parameter to take account of non-observable heterogeneity. Our results show that occupational safety measures, the intensive use of quality management tools and the empowerment of workers all help to reduce the number of injuries. We have also confirmed the presence of synergies between the organisational factors analysed and the development of an occupational safety strategy featuring participation and the extension of prevention to all levels of the organisation.

RADIC II: a fault tolerant architecture with flexible dynamic redundancy

The demand for computational power has been leading the improvement of the High Performance Computing (HPC) area, generally represented by the use of distributed systems like clusters of computers running parallel applications. In this area, fault tolerance plays an important role in order to provide high availability isolating the application from the faults effects. Performance and availability form an undissociable binomial for some kind of applications. Therefore, the fault tolerant solutions must take into consideration these two constraints when it has been designed. In this dissertation, we present a few side-effects that some fault tolerant solutions may presents when recovering a failed process. These effects may causes degradation of the system, affecting mainly the overall performance and availability. We introduce RADIC-II, a fault tolerant architecture for message passing based on RADIC (Redundant Array of Distributed Independent Fault Tolerance Controllers) architecture. RADIC-II keeps as maximum as possible the RADIC features of transparency, decentralization, flexibility and scalability, incorporating a flexible dynamic redundancy feature, allowing to mitigate or to avoid some recovery side-effects.

Estrategia de Ascaris lumbricoides y Trichuris trichiura para la contaminación del medio ambiente, en una zona endemica

La distribución de frecuencias del número de huevos por gramo de heces tanto de Ascaris lumbricoides como de Trichuris trichiura en humanos infestados en una zona endémica se corresponde con una ley binomial negativa y la disposición espacial de dichos huevos en la materia fecal, resultó ser en agregados, independientemente de que los hospedadores sean mayores o menores de 15 años. Estos resultados nos indican que solamente unos pocos hospedadores son los responsables de la mayor contaminación del medio ambiente y que esos individuos no pertenecen a ningún grupo etario en particular.

Labor supply response to international migration and remittances in the Republic of Haiti

The Republic of Haiti is the prime international remittances recipient country in the Latin American and Caribbean (LAC) region relative to its gross domestic product (GDP). The downside of this observation may be that this country is also the first exporter of skilled workers in the world by population size. The present research uses a zero-altered negative binomial (with logit inflation) to model households' international migration decision process, and endogenous regressors' Amemiya Generalized Least Squares method (instrumental variable Tobit, IV-Tobit) to account for selectivity and endogeneity issues in assessing the impact of remittances on labor market outcomes. Results are in line with what has been found so far in this literature in terms of a decline of labor supply in the presence of remittances. However, the impact of international remittances does not seem to be important in determining recipient households' labor participation behavior, particularly for women.

Factores cognitivos en la fibromialgia: el papel del autoconcepto y de los conflicots relativos a la identidad en el tratamiento psicológico de la fibromialgia

La fibromialgia es un síndrome caracterizado por la presencia de dolor músculo-esquelético generalizado, difuso y crónico. La etiología es desconocida y es diagnóstico es exclusivamente clínico. Además hasta el momento el tratamiento se centra únicamente en la reducción de síntomas. Todas estas características influyen en gran medida en la vivencia que tienen estas pacientes de la enfermedad, así como en la imagen que tienen de sí mismas. Diversos autores han enfatizado la importancia de estudiar los fenómenos relacionados con la identidad en las situaciones de dolor crónico. En este informe se presentan los dos estudios realizados durante los cuatro años de beca en torno al estudio del autoconcepto y la identidad en mujeres con fibromialgia. Ambos estudios se enmarcan dentro de la Psicología de los Constructos Personales de George Kelly y utilizan la técnica de rejilla como principal instrumento de evaluación. En el primer estudio se realiza una comparación de las medidas de construcción del sí mismo y de estructura cognitiva entre un grupo de mujeres con fibromialgia (n = 30) y un grupo de mujeres sin fibromialgia (n = 30). Encontramos que las mujeres de nuestra muestra presentan una mayor discrepancia entre el “yo actual” y el “yo ideal”, una menor adecuación percibida en los otros y mayor probabilidad de presentar algún conflicto cognitivo. Estos resultados preliminares nos llevaron a plantearnos la relación entre estos factores cognitivos y el tratamiento. Por ello, el segundo estudio consiste en un estudio de casos en el que se realiza un tratamiento individualizado (terapia cognitivo-constructivista) con cada una de las participantes y se analizan en detalle, a través de un grupo de trabajo, estos factores cognitivos y su relación con la evolución del tratamiento. Este segundo estudio sigue en curso, por lo que se presentan sólo unos resultados preliminares.

Aspectos de fiabilidad y validez de los dilemas implicativos

Los dilemas implicativos, un tipo de conflicto cognitivo que puede detectarse mediante la Técnica de Rejilla (TR), aparecen cuando una característica personal que se desea cambiar (en términos de la TR, un constructo discrepante ) se asocia con otra característica que se desea conservar (constructo congruente ). El cambio deseado en el constructor discrepante se ve bloqueado porque según la visión de la persona conllevaría el riesgo de un cambio no deseado en el constructo congruente. Los dilemas implicativos proporcionan una posible explicación de por qué muchas personas desean cambiar algo de si mismas (p. ej., salir a la calle o ser más sociables ) y sin embargo no lo hacen. Algunos estudios han encontrado que diversas poblaciones con problemas psíquicos (p.e. depresión, bulimia nerviosa) o físicos (fibromialgia) presentan más frecuentemente dilemas implicativos en sus rejillas que personas sin estos trastornos. Otras investigaciones vinculan la mejora en pacientes de psicoterapia a la resolución de estos dilemas durante la misma. El presente proyecto se dedica a investigar diferentes aspectos de fiabilidad y validez de los dilemas implicativos mediante cuatro tipos de estudios: a) relación entre dilemas implicativos y cuestionarios de sintomatología en muestras tanto clínicas como no clínicas (validez convergente); b)presencia diferencial de dilemas implicativos en muestras clínicas en comparación con controles no clínicos (validez de critero); c)grado en que las personas, al ser confrontadas con sus propios dilemas, los reconocen como una información válida y relevante para sus vidas (validez subjetiva); y d)determinar la estabilidad temporal (fiabilidad test-retest) de un conjunto de índices derivados de la TR, incluyendo los dilemas implicativos. Para ello se han planificado ocho estudios, de los cuales una ya está publicado y los demás están en diferentes etapas de realización. En el apartado 2 se incluye un resumen de cada uno de ellos.