Amostragem para inventário florestal com probabilidade de superposição de parcelas circulares

Este trabalho teve o propósito de avaliar uma metodologia de amostragem que propõe o uso de parcelas circulares superpostas em inventários florestais, comparada à amostragem simples ao acaso convencional. Compararam-se os métodos com parcelas retangular e circular de raio fixo e variável (Bitterlich). Os resultados mostraram que o método de parcelas circulares superpostas pode ser aplicado com os estimadores da amostragem simples ao acaso, e o método de Bitterlich pode ser uma alternativa à parcela circular de raio fixo.

Dimensionamento amostral para a caracterização da qualidade póscolheita do maracujá-amarelo

Este trabalho teve, como objetivo, determinar o tamanho mínimo de amostras representativas de uma população infinita de frutos, para caracterizar a qualidade pós-colheita do maracujá-amarelo, decorrente do tamanho do fruto e do estádio de maturação. Foram coletadas amostras padronizadas de 20 frutos, em lavoura comercial, em Campos dos Goytacazes (RJ), e os dados foram interpretados, considerando-se o método de amostragem simples ao acaso. Avaliaram-se a coloração e a espessura da casca, a razão comprimento/largura, o rendimento em suco, a massa do fruto, a acidez, o pH e os conteúdos de vitamina C, sólidos solúveis totais, açúcares redutores e não redutores e açúcares solúveis totais. A amostragem padronizada de 20 frutos foi representativa de uma população infinita, quando utilizada para análises químicas de maracujás maduros, colhidos com mais de 30% de coloração amarela da casca. Medidas de rendimento em suco e espessura de casca exigiram tamanhos de amostras maiores.

Inspeção por amostragem

Unidade 2

Hipertensão arterial e estilo de vida em Sinop, Município da Amazônia Legal

FUNDAMENTO: A hipertensão arterial apresenta alta prevalência e é um importante fator de risco cardiovascular. OBJETIVO: Estimar a prevalência da hipertensão arterial e sua associação com o estilo de vida. MÉTODOS: Estudo transversal, de base populacional, por meio de inquérito domiciliar realizado em Sinop-MT (n = 690). A amostra da pesquisa foi obtida por amostragem simples em duas etapas. A pressão arterial foi aferida três vezes e para a análise, a média das duas últimas medidas. Considerou-se hipertensos aqueles que apresentaram PA > 140/90 mmHg e/ou que referiram uso de drogas anti-hipertensivas. A análise de regressão logística múltipla hierarquizada foi utilizada para testar a associação entre a hipertensão e as variáveis independentes. RESULTADOS: A prevalência de hipertensão arterial foi de 23,2% (IC 95%: 20,1 - 26,6). A única variável relacionada ao estilo de vida associada à hipertensão arterial foi o consumo de bebidas alcoólicas, sendo protetor para as mulheres que consumiam até 15 g de etanol/dia (OR = 0,49; IC 95%: 0,26 - 0,93) e deletério para os homens que consumiam mais de 30 g de etanol/dia (OR = 2,94; IC 95%: 1,28 - 6,77). CONCLUSÃO: A hipertensão arterial associou-se independentemente com o consumo de bebidas alcoólicas, entre homens e mulheres.

Administração de medicamentos injetáveis por via intramuscular: conhecimento dos ocupacionais de farmácias

Complicações advindas da aplicação incorreta das injeções intramusculares podem acarretar sérios prejuízos orgânicos, favorecer o aparecimento de infecções e aumentar a permanência do paciente na instituição ou prejudicar as funções no trabalho. Estudo anterior detectou vários casos de pacientes com complicações locais após aplicação intramuscular de diclofenaco sódico em farmácias e concluiu que a falta de conhecimento da técnica de administração desse medicamento pode ter sido uma das causas das complicações. Diante disso o estudo atual teve o objetivo de identificar e avaliar o nível de conhecimentos de ocupacionais que administram medicamentos injetáveis intramusculares à população, em farmácias de Ribeirão Preto - SP. O estudo se constituiu num levantamento, a partir de um questionário contendo 20 questões abertas e fechadas, aplicado a uma população constituída por ocupacionais atuando em farmácias, selecionadas através do método da amostragem simples casual estratificada -partilha proporcional, resultando num total de 41 sujeitos. Concluímos que a população vem recebendo medicamento s injetáveis de ocupacionais com déficit de informações a respeito da técnica de aplicação de injetáveis. Os sujeitos referiram não receber treinamento adequado para exercer esse procedimento, terminando por aprendê-lo com outro funcionário ou observando alguém que o realize. Disto resulta lacunas de conhecimento em uma amostra de ocupacionais que podem, realmente, levar ao aparecimento de complicações pós injeções intramusculares na população que utiliza os serviços desses estabelecimentos.

Avaliação da qualidade do leite cru e resfriado mediante a aplicação de princípios do APPCC

O trabalho teve como objetivo avaliar a qualidade do leite cru e resfriado produzido no município de Canguçu - RS, através da aplicação de princípios do APPCC. Inicialmente, aplicou-se um plano de amostragem simples conforme norma ABC-STD-105, sendo elaboradas cartas controle para os parâmetros redutase, mastite e temperatura. As amostras de leite foram avaliadas quanto aos parâmetros contagem de aeróbios mesófilos, psicrotróficos, redutase, acidez, mastite, índice crioscópico, prova do álcool e resíduos de antibióticos. Os resultados possibilitaram a seleção de quatro rotas de captação do leite e vinte produtores, determinando-se um limite de controle para o parâmetro redutase de 321 minutos, mediante a equação Y = 2,35 x 10(7) - 7,01 x 10(4).X (r = -0,9284). A partir da relação existente entre a contagem de aeróbios mesófilos e psicrotróficos (r = 0,8561), obteve-se, conforme a equação Y = -8,73 x 10(4) + 0,3209 X, um limite de controle para psicrotróficos de 2,33 x 10(5) UFC.mL-1. Em virtude destes resultados, conclui-se que 80,0% das amostras estão acima do limite de controle estabelecido para a redutase, comportamento que se repete em 65,0% das amostras na contagem de psicrotróficos, caracterizando a existência de problemas nas etapas de resfriamento do leite e ordenha, as quais representam dois pontos críticos de controle, contribuindo com a perda de qualidade do leite.

Mapeamento de atributos e planejamento amostral para latossolos utilizando suscetibilidade magnética, cor e relação solo-paisagem

Pós-graduação em Agronomia (Produção Vegetal) - FCAV

Análise geoestatística para geração de superfícies a partir de dados de clorofila-a adquiridos em transectos

Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)

Métodos de amostragem para estimação da cobertura vacinal

Apresentam-se sucintamente dois métodos de amostragem que visam a seleção de uma amostra de crianças de fixada faixa de idade, residentes em determinada área geográfica de interesse, para estimação de cobertura vacinal: o método de R.H. Henderson e T. Sundaresan, o método do Departamento de Epidemiologia e de Métodos Quantitativos em Saúde da Escola Nacional de Saúde Pública. Um terceiro método de amostragem é proposto. O primeiro método apresentado (Henderson e Sundaresan) é empregado no Programa Ampliado de Imunização e nesse programa é considerado eficiente, simples e não dispendioso. O segundo e o novo método, que apresentam modificações do primeiro, constituindo alternativas deste, visam diminuir o erro quadrático médio nas estimativas, conquanto sejam menos simples e mais dispendiosos que aquele. Visto que, na estimação da cobertura vacinal, o estimador empregado pressupõe amostra autoponderada, a preocupação maior do método aqui proposto foi a de proporcionar uma amostragem segundo a qual se tenha equiprobabilidade de seleção para qualquer criança do grupo etário estudado residente na área de interesse, independentemente de qualquer condição.

Caracterização e análise da metodologia de desenho e estimação em inquérito por amostragem em Moçambique: uma aplicação prática ao Censo Agro-Pecuário 2009/10 (CAP II Moçambique) para pequenas explorações agrícolas

Dissertação apresentada como requisito parcial para obtenção do grau de Mestre em Estatística e Gestão de Informação

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.

Métodos de amostragem utilizados pelas empresas de auditoria em Cabo Verde: Análise e Caso prático

O presente trabalho inscreve-se no âmbito do curso de Licenciatura em Contabilidade e Administração, ramo Administração e Auditoria no Instituto Superior de Ciências Económicas e Empresariais. Este trabalho objetiva identificar as técnicas de amostragem utilizadas pelas instituições que realizam trabalhos de auditoria em Cabo Verde. Num momento em que a crise assola vários países, as instituições sentem-se cada vez mais a necessidade de uma melhor gestão dos seus bens e, de reformularem as suas estratégicas de negócio. Com estas novas imposições, viram-se obrigadas a prepararem as suas demonstrações financeiras de forma mais credível e transparente de acordo com os princípios contabilísticos geralmente aceites. Para assegurarem estas premissas, são necessários a utilização, entre outros, de serviços de auditoria. Normalmente, os trabalhos de auditoria não contemplam a totalidade das transações ocorridas nas instituições. São efetuados com base em técnicas de amostragem no sentido de inferir sobre a totalidade das transações ocorridas, apoiando-se apenas numa parte dessas transacções. Metodologicamente, trata-se de um estudo de natureza quantitativa e descritiva, tendo sido aplicado um inquérito por questionário. A maioria das instituições está em Santiago e São Vicente e não está inscrita na Ordem Profissional do Auditores e Contabilistas Certificados. Destas 9 instituições inventariadas e, depois de muitas tentativas, conseguiu-se o preenchimento/resposta de 5 instituições (2 públicas e 3 privadas). Os dados foram tratados e analisados no Statístical Package for the Social Science (SPSS), versão 15.0. Os resultados obtidos revelam que a materialidade constitui o critério mais referido pelas instituições para o cálculo do tamanho da amostra e a amostragem aleatória simples a técnica de amostragem mais utilizada na seleção da amostra. Apesar das instituições reconhecerem as vantagens da utilização do método probabilístico, na prática utilizam com maior frequência o método não probabilístico. A subjetividade e a experiência do auditor têm sido privilegiadas. As instituições observadas apresentam-se níveis diferenciados de familiarização/utilização das técnicas de amostragem em auditoria. Há necessidade de uma maior atenção das entidades sobre este assunto.

Variabilidade horizontal de atributos de fertilidade e amostragem do solo no sistema plantio direto

As adubações, a lanço, quando desuniformes, ou as em linhas, no sistema plantio direto, aumentam a variabilidade dos atributos químicos do solo. Nestas condições, há necessidade de se saber qual a melhor forma e o número de subamostras por coletar para uma boa representatividade da fertilidade da área a ser cultivada. O objetivo deste estudo foi quantificar a variabilidade horizontal de atributos de fertilidade do solo no sistema plantio direto com diferentes modos de adubação e tempos de cultivo, com vistas em definir o número de subamostras necessárias para formar uma amostra representativa da fertilidade do solo de uma área. Foram coletadas, em novembro de 1997, 36 amostras simples, com pá de corte, na camada de 0-10 cm, de forma diferenciada nas adubações a lanço (5 e 10 cm, espessura da fatia e largura) e em linhas (5 cm de espessura da fatia pela largura das entrelinhas de semeadura da última cultura), em oito lavouras comerciais na região noroeste do Rio Grande do Sul. O número mínimo de subamostras para estimar com boa representatividade (α = 0,05 e erro em relação à média de 10%) o pH, o índice SMP e o teor de matéria orgânica foi baixo (menor do que 8) e alto (maior do que 40) para fósforo e potássio (Mehlich-1). O número de subamostras indicado para o sistema convencional (20) pode ser usado no sistema plantio direto, desde que seja admitido um erro de 20% em relação à média.

Variabilidade horizontal da fertilidade do solo de uma unidade de amostragem em sistema plantio direto

A coleta de amostras de solo com trado é mais simples e rápida do que com a pá de corte, sendo esta, freqüentemente, utilizada no sistema plantio direto para amostragem e determinação da fertilidade média do solo. Com o objetivo de comparar dois sistemas de amostragem localizada do solo (pá de corte ou trado de caneca) quanto à variabilidade horizontal de características químicas, determinar o número de unidades de amostra necessário à formação de uma amostra representativa da unidade de amostragem e demonstrar que a análise da amostra composta apresenta iguais resultados aos obtidos pelas médias aritméticas das análises das amostras simples, realizou-se um estudo em área há 15 anos sob sistema plantio direto. Os sistemas de amostragem localizada foram: pá de corte (24 amostras simples coletadas perpendicularmente ao sulco de plantio e no espaço compreendido entre os pontos médios entre sulcos) e trado (20 amostras simples coletadas no sulco de plantio (Ts), 20 amostras simples coletadas lateralmente a 10 cm do sulco (T10) e 20 amostras simples coletadas a 40 cm do sulco (T40)). Subamostras representativas das amostras simples foram misturadas, visando à formação de amostras compostas, tanto para pá de corte quanto para trado. Nas amostras simples e compostas foram determinados os teores de P, K, Ca2+, Mg2+ e Al3+ e os valores de pH, H + Al e P-rem. Foram calculadas as médias das determinações das amostras simples e das compostas, os desvios-padrão e os coeficientes de variação, sendo as médias comparadas pelo teste t de Student. Foi também calculado o número de amostras simples necessário à formação de uma amostra composta, para os dois sistemas de amostragem. Os resultados mostraram que apenas os teores de K e Mg2+ e os valores de H + Al diferiram de um método de amostragem para outro. Na amostragem com trado de caneca, a variabilidade de todas as características avaliadas foi maior do que na amostragem com pá de corte. A variabilidade foi baixa para pH, P-rem e H + Al e alta para P, Al3+, Mg2+, K e Ca2+. Dez amostras simples coletadas com pá de corte ou 27 amostras simples coletadas de forma localizada com trado de caneca (cinco amostras coletadas no sulco de plantio, nove coletadas a 10 cm do sulco e 13 coletadas no ponto médio entre sulcos) foram necessárias à formação de amostras compostas representativas. As análises das amostras compostas, tanto de pá de corte quanto de trado, apresentaram valores semelhantes às médias das análises das respectivas amostras simples, caracterizando corretamente a fertilidade média da unidade de amostragem.

Definição da dimensão do indivíduo solo e determinação do número de amostras simples necessário à sua representação

Uma população é composta por indivíduos, e a amostragem correta dos indivíduos estima adequadamente as características da população. Porém, para avaliar a fertilidade do solo, quem seria o indivíduo solo (unidades de amostra) e qual sua dimensão? Com o objetivo de definir a dimensão do indivíduo solo componente de determinada população, sob plantio direto (PD) ou sob plantio convencional antes (PCAA) ou depois da aração (PCDA), visando avaliar a fertilidade do solo e desenvolver um método de amostragem de solos, determinando o número de amostras simples necessário à formação de uma amostra composta que caracterize o indivíduo solo (unidade de amostra), foram coletadas amostras simples de solo (5,4 cm de diâmetro x 10 cm de profundidade) sobre as semidiagonais de cinco hexágonos delimitados sobre cada uma das áreas selecionadas para amostragem (PD, PCAA e PCDA). Os hexágonos de amostragem apresentavam 2 m de lado e, em cada uma das seis semidiagonais dos mesmos, foram coletadas dez amostras simples de solo (55 por hexágono) nas seguintes distâncias, a partir de uma amostra simples central, medidas até o centro do orifício de coleta: 12,5; 25,0; 37,5; 50,0; 75,0; 100,0; 112,5; 150,0 e 200,0 cm, sendo a amostra simples central comum às seis semidiagonais. Foram determinados o pH (H2O), os teores de P e K disponíveis e de Ca2+ e Mg2+, H + Al, P-rem e a matéria orgânica. As amostras simples foram agrupadas sucessivamente a partir do centro do hexágono, formando nove unidades de amostra: A (até 18,75), B (até 31,25), C (até 43,75), D (até 56,25), E (até 81,25), F (até 106,25), G (até 118,75), H (até 156,25) e I (até 206,25 cm). Foi realizada análise de regressão das médias e dos desvios-padrão das características avaliadas, considerando possíveis dimensões da unidade de amostra de solo. A partir dos resultados obtidos, pôde-se concluir que: para a caracterização do indivíduo solo (unidade de amostra), devem-se coletar 25 amostras simples, necessárias à formação de uma amostra composta representativa, num hexágono de 68,75 cm de lado e área de 1,228 m².