Análise da variação qualitativa em amostras pequenas

The main object of the paper is a revision of the methods for the statistical analysis of qualitative variation in small samples. In general, this analysis is carried out by means of two tests, which are mathematically different, but give identical statistical results : the analysis of relative deviates, i.e. of te quotients between the deviate of the observed frequency, with regerds to the expected frequency divided by its standard error, or an analysis using the X2-test. We must distinguish, in our discussion, two cases, which are quite different. The basic distribuition of all cases of qualitative variation is the binomial. If we expect any qualitative result to occur with probability p ,its non-occurence having probability q equal to (1-p>;, the expectancy to have, 0, 1, 2... m cases or individuals of the expected type in N trials may be calculated by expanding the binomial. (P + q)N Such a binomial may be substituited by other distributions in two special cases: a) If p is very small and thus q is aproaching the value one, we may substitute the binomial by a Poisson series. b) If the exponent N becomes very large, the binomial is approaching a continous distribution, i.e. the normal or Gaus-sean distribution. Only in the second case, the application of the X2-test is really justified, and in all other cases, we are dealing only with approximations. Indvidual values of X2- should follow a modified distribution of Pearson, with nl = 1; n2 = inf. Since this distributon corresponds exactly to one half of the Gaus-sean dstribution, it follows that the b lateral limits of the latter are equal to the unilateral limits of the former. These points have been explained fully elsewhere (BRIEGER, 1945, 1946). We have row to decide which value of p may be accepted as a satisfactory limit between a Poisson and a binomial series. Quadros 1-3, show that the conventional limit of pr=0,l is fully justified, from a practical point of view. In these tables we find in the second column from the left the frequencies of a Poisson series, and in the second column from the night the values of X2 based, as explained, on a modified Gaussean distribution. The two columns in the centre correspond to two binomials and it is evident that the first with p=0,05 has its limits of precision almost at the same level as the Poisson series, while the other with p=0,l agrees fairly well with the limits of the X2 series. Thus is seems justified to treat separately the cases with expected frequencies of p equal or smaller that 0,1 and those with p larger than 0,1. A) When the different classes, wich may be two (alternative variability) or more (multiple variability, have all expected frequences of p between 0,1 and 0,9, we may use practically the X2 test with out any restriction. Quadros 8 and 9 show that the limits calculated for two binomials are practically identical with those of the X2 total. Nevertheless a special table is given (table 11) for the limits of binomials with p equal 0,5 and 0,25 and expected class frequencies of less than 10. One must not forget that in these cases the individual values of X2 for each class are of less importance than their sum, the X2 total. The value of X2 for each class may be calculated either with the general formula, using actual numbers or with a modified formula using percentages : X² = ( f obs - f esp)² = (f esp - NP)² f esp NP = (f obs - p%)2.N p% 100 In the case of alternative variability, we may calculate directly the value of the X2 total, by squaring the relative deviate : x² total = (f obs - f esp)² = (f obs - Np)² f esp NP = ( f obs % - p %) 2. N p % (100 - p%) B) If we have one or more classes with expected frequencies equal os smaller than 0,1 we have to deal with a Poisson series. As shown in Quadro 7 the agreement between the limits of the Poisson series and the X2-test for one classe (simple X2) is only satisfactory when the expected frequency, is larger than 10 and tolerable when it is between 5 and 10. If the expected number should be smaller still, we cannot use anymore the X2-test, but should use the values given in table I, calculated for Poisson series witr expected frequencies (in numbers) from 1 to 15. Very frequently the X2-test is used for comparing in detail observed and expected distributions, a test called sometimes "homogeneity test". Since generally the frequencies in the marginal classes are less than five, we have to accumulate by summing the frequencies from the more extreme classes towards the center, untill all accumulated and remaining values are at least equal to five. The statistical information, lost in this accumulating process, may be recovered when comparing the individual class frequencies with the limiting values in table 1. As ilustration, a concrete exemple is discussed. (Quadro 10). The formulas and tables of this paper have been tried out first during sometime and, having been found of considerable value in the execution of statistical analysis, are now published. In order to permit a more general use, a table of ordinary limits for the X2-test is included, taken from a recent paper (BRIEGER, 1946).Na aplicação do X2-teste devemos distinguir dois casos : Á) Quando as classes de variáveis são caracterizadas por freqüências esperadas entre p = 0,1 e p = 0,9, podemos aplicar o X2-teste praticamente sem restrição. É talvez aconselhável, mas não absolutamente necessário limitar o teste aos casos nos quais a freqüência esperada é pelo menos igual a 5. e porisso incluimos na Táboa II os limites da variação de dois binômios ( 1/2 + 1/2)n ( 1/4 + 3/4)n para valo r es pequenos de N e nos três limites convencionais de precisão : ,5%, 1% e 0,1%. Neste caso, os valores dos X2 Índividuais têm apenas valor limitado e devemos sempre tomar em consideração principalmente o X2 total. O valor para cada X2 individual pode ser calculado porqualquer das expressôe seguintes: x2 = (f obs - f esp)²>; f. esp = ( f obs - pn)2 pn = ( f obs% - p)2.N p% (100 - p%) O delta-teste dá o mesmo resultado estatístico como o X2-teste com duas classes, sendo o valor do X2-total algébricamente igual ao quadrado do valor de delta. Assim pode ser mais fácil às vezes calcular o X2 total como quadrado do desvio relativo da. variação alternativa : x² = ( f obs -pn)² p. (1-p)N = ( f obs - p %)2.N p% (100 - p%) B) Quando há classes com freqüência esperada menor do que p = 0,1, podemos analisar os seus valores individuais de X2, e desprezar o valor X2 para as classes com p maior do que 0,9. O X2-teste, todavia, pode agora ser aplicado apenas, quando a freqüência esperada for pelo menos igual ou maior do que 5 ou melhor ainda, igual ou maior do que 10. Quando a freqüência esperada for menor do que 5, a variação das freqüências observadas segue uma distribuição de Poisson, não sendo possível a sua substituição pela aproximação Gausseana. A táboa I dá os limites da variação da série de Poisson para freqüências esperadas (em números) desde 0,001 até 15. A vantagem do emprego da nova táboa I para a comparação, classe por classe, entre distribuições esperadas e observadas é explicada num exemplo concreto. Por meio desta táboa obtemos informações muito mais detablhadas do que pelo X2-teste devido ao fato que neste último temos que reunir as classes nas extremidades das distribuições até que a freqüência esperada atinja pelo menos o valor 5. Incluimos como complemento uma táboa dos limites X2, pára 1 até 30 graus de liberdade, tirada de um outro trabalho recente (BRIEGER, 1946). Para valores maiores de graus da liberdade, podemos calcular os limites por dois processos: Podemos usar uma solução dada por Fischer: √ 2 X² -√ 2 nf = delta Devem ser aplicados os limites unilaterais da distribuição de Gauss : 5%:1, 64; 1%:2,32; 0,1%:3,09: Uma outra solução podemos obter segundo BRIEGER (1946) calculando o valor: √ x² / nf = teta X nf = teta e procurando os limites nas táboas para limites unilaterais de distribuições de Fischer, com nl = nf(X2); n2 = inf; (BRIEGER, 1946)

Mapeamento de uso das terras utilizando processamento digital de imagem de sensoriamento remoto.

O uso dos métodos tradicionais de levantamento do uso das terras, em razão do custo elevado dos instrumentos e a dificuldade de disponibilizar as informações de maneira rápida aos tomadores de decisão, torna proibitivo seu emprego de forma sistemática e repetitiva sobre grandes extensões de território. Desta forma, existe a necessidade de se utilizar métodos que possibilitem o levantamento do uso das terras de maneira eficiente, rápida e que tenham relativamente baixo custo. Neste contexto, a forma mais eficiente e rápida para caracterizar o uso atual das terras é por meio dos recursos instrumentais oferecidos pelo sensoriamento remoto (SR), com auxílio dos Sistemas de Informações Geográficas (SIGs) e dos Sistema de Posicionamento Global (GPSs). O processo de levantamento e caracterização do uso das terras, nesse caso, pode ser grandemente facilitado pela utilização de imagens de satélites e outros recursos de sensoriamento remoto, que podem gerar dados passíveis de serem geocodificados, ou seja, integrados, relacionados e espacializados nos SIGs. Esses, em conjunto com os GPSs, são considerados, atualmente, como a maneira mais eficiente de levantamento e identificação do uso das terras. Desta forma, o trabalho teve como objetivo o mapeamento de uso das terras utilizando o processamento digital de imagem de sensoriamento remoto, utilizando-se a interpretação visual, a classificação digital supervisionada, e a classificação híbrida (classificação digital + interpretação visual), utilizando-se imagem TM do satélite LANDSAT 7.bitstream/CNPM/830/1/cot7_paulin.pd

Estabilidade de uma estrutura de agrupamento : segmentos de clientes de uma instituição cultural

Neste trabalho implementa-se, como meio de avaliação de estabilidade de um agrupamento, uma nova proposta de validação cruzada de agrupamentos que prescinde do uso de classificadores, recorrendo à utilização de amostras ponderadas de treino e teste (Cardoso, Faceli et al. 2009). Ilustra-se a metodologia proposta sobre um agrupamento de clientes do CCB - Centro Cultural de Belém. Este agrupamento é efetuado mediante estimação de um modelo de mistura finita. Na constituição dos grupos ou segmentos atende-se à natureza ordinal das variáveis base (medições em escala de tipo Likert), em alternativa à modelação habitual que consideraria as mesmas variáveis como métricas. Em complemento, são apontadas metodologias consideradas mais apropriadas para a interpretação e discriminação dos grupos obtidos.This work implements, as a means of assessing the stability of a cluster, a new proposal for crossvalidation of clusters that dispenses with the use of classifiers, resorting to the use of weighted samples of training and testing (Cardoso, Facel et al. 2009) We illustrate the proposed approach over a cluster of clients of CCB – Cultura Centre of Belem (Centro Cultural de Belém). The clustering is obtained by means of an estimation of a mixture finite model. In the constitution of the clusters or segments, it it taken in consideration the ordinal nature of the clustering base variables (measurements in Likert scale) in lieu of the usual modeling that would consider the same variables as metric. In addition, we point out to some methodologies that are considered more adequate to interpret and discriminate the segments obtained

Paleotipologias diagenéticas em formação carbonatadas do Jurássico Médio da Bacia Lusitânica: análise multiscala e aplicações à caracterização de reservatórios

Tese de mestrado, Geologia (Estratigrafia, Sedimentologia e Paleontologia), Universidade de Lisboa, Faculdade de Ciências, 2010O presente trabalho consistiu na realização duma análise multiscala de vários litótipos carbonatados seleccionados, originários de 15 locais diferentes e referentes a formações de meio marinho interno do Jurássico Médio da parte sul do Maciço Calcário Estremenho, localizado no sector central da Bacia Lusitânica. Esta análise tem como principal objectivo criar uma articulação sólida entre os estudos realizados à macroscala/mesoscala e à microscala, visando principalmente uma caracterização petrográfica pormenorizada, em especial das características que têm significado em termos de porosidade e de permeabilidade, de modo a ser possível aferir o papel da diagénese na definição de reservatórios carbonatados. Para tal, aplicaram-se diversas técnicas às mesmas amostras, para obter dados comparativos e testar a adequação de cada método aos objectivos definidos. O estudo centrou-se na caracterização diagenética de cada litótipo, visando principalmente composição e textura, litofácies, génese e tipos de porosidade, apreciação qualitativa preliminar da permeabilidade. Em função dos dados, identificou-se o tipo de reservatórios presentes. Verificou-se que: os reservatórios presentes na área de estudo são essencialmente controlados por diagénese, correspondendo normalmente a reservatórios diagenéticos e a reservatórios dolomíticos, e a armadilhas estratigráficas; a génese de porosidade é em geral devida à actuação de processos diagenéticos; a porosidade não colmatada corresponde a porosidade secundária, é em geral pobre/razoável; os processos diagenéticos mais importantes para a geração da porosidade são compactação, dolomitização, dissolução e desdolomitização; a permeabilidade na globalidade das amostras é baixa/nula.The present work corresponds to a multiscale analysis of several carbonate lithotypes from 15 different locations, referring to inner marine formations from the Middle Jurassic of the southern part of of the Maciço Calcário Estremenho region, in the central sector of the Lusitanian Basin. This analysis is mainly aimed at building up a solid articulation between the macroscale/mesoscale study and the microscale studies, allowing a detailed petrographic characterization, especially focused on the features that are more meaningful as regards to porosity and permeability. This, in turn, allows evaluation of the role of diagenesis in the definition of carbonate reservoirs. For these purposes, several techniques have been applied to the same samples, in order to obtain comparative data and to test which method applies better to the different objectives. The study focused in the diagenetic characterization of each lithotype, mainly targeting composition and texture, lithofacies, genesis and porosity types and preliminary qualitative assessment of permeability. Depending on the data, the types of reservoirs have been identified. The results show that: the reservoirs of the study area are essentially controlled by diagenesis, mostly corresponding to diagenetic reservoirs and dolomitic reservoirs, and to stratigraphic traps; the generation of porosity is due to the development of diagenetic processes; the non-filled porosity corresponds to secondary porosity, which is usually poor/fair; the most important diagenetic processes for the generation of this porosity are compaction, dolomitization, dissolution and dedolomitization; the permeability is usually low/null

Análise de imagens digitais de lâminas delgadas para interpretação e validação dos valores de FZI em reservatórios petrolíferos

Dissertação para obtenção do Grau de Mestre em Engenharia Geológica (Georrecursos)A presente tese tem como objectivo testar o potencial da análise de imagens digitais de fotomicrografias a cores de lâminas delgadas na interpretação e validação dos valores do parâmetro empírico Flow Zone Indicator (FZI) ou indicador zonal de fluxo. Para o estudo foram utilizadas 13 amostras de rochas de um reservatório siliciclástico com dados de ensaios de laboratório em plugs (porosidade e permeabilidade) e fotografias de lâminas delgadas. Com a permeabilidade e a porosidade dos ensaios foi calculado o FZI para cada amostra. O FZI atribui características hidráulicas às unidades geológicas com base na permeabilidade e porosidade, que são propriedades petrofísicas das rochas que quantificam a passagem e armazenamento de fluidos. Seguidamente, e por análise de imagens digitais num algoritmo automático em MATLAB®, cada imagem da lâmina delgada foi separada em quatro componentes ou camadas de informação que somados constituem a imagem original: i) poros; ii) grãos, iii) intercrescimentos; iv) matriz deposicional. No final desta etapa, os resultados obtidos com as componentes foram comparados qualitativamente com os valores de FZI calculados com os dados de laboratório, tendo-se tentado arranjar explicações para algumas divergências. Seguidamente, aplicou-se uma lei de regressão entre a porosidade e a permeabilidade obtidas dos plugs. Os melhores resultados foram obtidos com uma função exponencial. Os resultados obtidos com a análise de imagens em percentagens de área por amostra (poros, grãos, intercrescimentos e matriz deposicional) foram combinados para se obter uma estimativa da porosidade efectiva calculada unicamente a partir da imagem. Em seguida, e como não foi possível estimar a permeabilidade a partir das imagens, estimou-se a permeabilidade por regressão com os valores de porosidade obtidos no MATLAB®. Com o par porosidade MATLAB® e a permeabilidade obtida por regressão recalculou-se o parâmetro FZI. No final faz-se a comparação das duas estimativas de FZI e sugerem-se novas vias para a exploração do problema para que se possa tentar encontrar uma nova proposta para o cálculo do FZI unicamente por análise de imagem

Determinação do tempo de mistura necessário à obtenção da homogeneidade na dieta total para bovinos de leite da Granja Fell, do município de Bom Retiro do Sul/RS

A correta homogeneidade e distribuição da alimentação permite que o rebanho leiteiro receba uma dieta balanceada, favorecendo o consumo regular de nutrientes, o desempenho animal e a composição adequada do leite. O presente trabalho teve por objetivo avaliar o tempo de mistura para se obter uma correta homogeneidade da dieta total para bovinos de leite. A pesquisa foi realizada na propriedade leiteira da Granja Fell, situada no município de Bom Retiro do Sul, no Vale do Taquari/RS. Foram coletadas amostras em 5 pontos em diferentes tempos de mistura (2, 3, 4 e 5 minutos), totalizando 20 amostras. Foi utilizado um vagão misturador modelo Husky DS 70 da marca Storti. As amostras foram submetidas às análises bromatológicas de teores de proteína bruta, extrato etéreo, matéria mineral, matéria seca, fibra bruta, cálcio e fósforo. Obtendo-se, um banco de dados com 420 resultados. Por fim, determinou-se, com auxílio de análises estatísticas, dois tempos de mistura que obtiveram maior proximidade com o padrão formulado, sendo de 3 e 4 minutos para a análise de PCA e na comparação das médias analíticas. Assim, recomenda-se a propriedade utilizar o tempo de 3 a 4 minutos, pois irá acarretar uma distribuição correta da alimentação, promovendo uma ingestão de nutrientes mais equilibrada e diminuindo o custo de produção.The correct homogeneity and food distribution allows the herd to receive a balanced diet, favoring the regular consumptions of nutrients, animal performance and the proper milk composition. The aim of the present work was to evaluate the mixing time to obtain a correct homogeneity of the total diet for dairy cattle. The research was carried out in the Granja Fall dairy farm, situated in the county of Bom Retiro do Sul, in Taquary Valley/RS. Samples were collected at 5 points at different mixing times (2, 3, 4 and 5 minutes), totalizing 20 samples. It was used a Husky DS 70 mixer wagon of the Storti brand. The samples were submitted to the bromatological analysis of crude protein contents, ethereal extract, mineral matter, dry matter, crude fiber, calcium and phosphorus. Obtaining, a database with 420 results. Finally, two mixing times were determined using statistical analysis, two mixing times which were closer to the formulated standard, being of 3 and 4 minutes to the PCA analysis and comparison of analytical average. Thus, it is recommended to use the time property of 3 to 4 minutes, because it will lead to a correct distribution of food, promoting a more balanced nutrient intake and decreasing the cost of production

Physiological effect of caffeine in neurological studies based on Susceptibility Weighted Imaging (SWI)

Introdução – O presente estudo avaliou o efeito da cafeína no valor da razão contraste ruído (CNR) em imagens SWI. Objetivos – Avaliar o efeito da cafeína qualitativamente e quantificado pelo cálculo do valor CNR em imagens de magnitude e MIP para as estruturas: veia cerebral interna, seio sagital superior, tórcula e artéria cerebral média. Metodologia – A população do estudo incluiu 24 voluntários saudáveis que estiveram pelo menos 24h privados da ingestão de cafeína. Adquiriram-se imagens SWI antes e após a ingestão de 100ml de café. Os voluntários foram subdivididos em quatro grupos de seis indivíduos/grupo e avaliados separadamente após decorrido um intervalo de tempo diferente para cada grupo (15, 25, 30 ou 45min pós-cafeína). Utilizou-se um scanner Siemens Avanto 1,5 T com bobine standard de crânio e os parâmetros: T2* GRE 3D de alta resolução no plano axial, TR=49; TE=40; FA=15; FOV=187x230; matriz=221x320. O processamento de imagem foi efetuado no software OsiriX® e a análise estatística no GraphPadPrism®. Resultados e Discussão – As alterações de sinal e diferenças de contraste predominaram nas estruturas venosas e não foram significantes na substância branca, LCR e artéria cerebral média. Os valores CNR pré-cafeína diferiram significativamente do pós-cafeína nas imagens de magnitude e MIP na veia cerebral interna e nas imagens de magnitude do seio sagital superior e da tórcula (p<0,0001). Não se verificaram diferenças significativas entre os grupos avaliados nos diferentes tempos pós-cafeína. Conclusões – Especulamos que a cafeína possa vir a ser usada como agente de contraste nas imagens SWI barato, eficaz e de fácil administração.ABSTRACT: Introduction – The present study investigates the effect of caffeine on contrast-to-noise ratio (CNR) in SWI images. Purpose – Data analyses included qualitative and quantitative measures, specifically the CNR pre and post-ingestion, in magnitude and MIP images. The structures evaluated were internal cerebral vein, superior sagital sinus, torcula, and middle cerebral artery. Methodology – Twenty-four healthy volunteers were enrolled in the study. All the volunteers were caffeine-free for 24h prior to the test. SWI images were acquired before caffeine ingestion and post-ingestion of 100 ml of coffee. The volunteers were divided into four groups of six subjects and evaluated sequentially (15, 25, 30 and 45min after caffeine). High-resolution T2* weighted 3D GRE (SWI) sequence was acquired on the axial plane on a 1.5 T (Siemens Avanto) whole body scanner using the manufacturer’s standard head coil and the following parameters: TR=49; TE=40; FA=15; FOV=187x230; matrix=221x320. Statistics were performed with GraphPad Prism® and image analysis with Osirix®. Results and Discussion – We verified that signal alterations and contrast differences were predominant in venous structures and not significant in white matter, CSF and middle cerebral artery. The CNR values between pre and post-caffeine ingestion in magnitude and MIP images in internal cerebral vein (p<0.0001) and in magnitude images of superior sagittal sinus and tórcula showed significant differences CNR. There were no significant differences between groups evaluated at different times after the ingestion of caffeine. Conclusion – We speculate that caffeine can be used as a cost-effective, safe and easy to administrate contrast agent on SWI images

Estabilidade de carotenoides durante análises cromatográficas utilizando amostrador automático com sistema de refrigeração.

Foi adquirido e instalado um sistema de refrigeração para acoplamento ao amostrador automático do cromatógrafo líquido de alta eficiência, visando manter as amostras refrigeradas durante períodos maiores após sua reconstituição, possibilitando, assim, aumentar a capacidade diária de análises sem perda de qualidade. O objetivo desse trabalho foi avaliar a eficiência desse novo sistema na manutenção das concentrações de carotenoides de amostras de milho durante o ciclo de um dia de análises. O sistema foi eficiente para manter a estabilidade desses compostos e mostrou-se indispensável na análise de amostras reconstituídas em solventes muito voláteis.bitstream/item/51019/1/bol-34.pd

Detection of adulterations in food products containing milk and/or milk proteins

A critical review of the most relevant analytical methodologies for quality and authenticity control of dairy products and foods containing milk proteins is presented. Chromatographic, electrophoretic and immunological methods are used for: detection of cow's milk in ewe and goat milks, detection of whey added to milk, detection of caseins and/or whey proteins in non-lactic foods and study compounds resulting from milk proteins degradation. Techniques based on polimerase chain reaction are also suitable for detection of cow's milk on cheeses of ewe and goat milks