Respostas dos Exerccios do Livro Pagano & Gauvreau, Princpios de Bioestatstica

Captulo 2 - Apresentao de Dados7a) Discreto; 7b) Contnuo; 7c) Contnuo; 7d) Discreto

8c) O histograma unimodal e aproximadamente simtrico. H, entretanto uma observao muito atpica (Estados Unidos).

9) A afirmao pode ser falsa. Os intervalos da tabela possuem tamanhos diferentes. Logo, no faz sentido comparar frequncias absolutas entre eles.

10) O grfico indica que o nmero de casos de AIDS aumentou a cada ano entre 1983 e 1989, com o maior salto de 1987 para 1988.

11) Por oito anos houve apenas algumas execues. Desde ento o nmero de execues veio crescendo, apesar de algumas quedas peridicas.

13a) No, pois o nmero total de fumantes no igual ao nmero de no fumantes. Nesse caso deveria-se usar frequncias relativas.13b)

Nvel cotinina (ng/ml) Fumantes (%) No fumantes (%)0-13 5,1 95,814-49 8,6 2,150-59 9,2 0,7

100-149 13,4 0,4150-199 12,8 0,2200-249 14,3 0,2250-299 9,8 0,3

300 + 26,8 0,313c) Ao construir o polgono de frequncia, prestar ateno nos dois primeiros intervalos que possuem tamanhos diferentes. Para construir o grfico, assuma que a ltima categoria (300+) tambm possui tamanho igual a 50.13d) A distribuio de fumantes praticamente uniforme ao longo dos nveis de cotinina. Poucas pessoas possuem nveis de 0 a 13 ng/ml e a maior frequncia est no intervalo de 300+. Para no fumantes, quase todos possuem nveis menores que 14 ng/ml. A frequncia relativa nos outros intervalos muito pequena.13e) Sim, pois existem alguns auto classificados como no fumantes que possuem nveis de cotinine muito altos. Entretanto so poucos (menos de 5%).

14a) 1987; 14b) Chumbo no sangue (g/dl) 1979 (%) 1987 (%)

< 20 11,5 37,820-29 23,6 52,530-39 37,5 65,640-49 52,9 80,9

50-59 69,4 91,460-69 82,2 98,270-79 90,6 99,6 80 100 100

Para construir o grfico, assuma que o primeiro intervalo de 10 a 19 e o ltimo de 80 a 89.14c) Como a distribuio de nveis de chumbo para o ano de 1979 se encontra mais a direita para cada valor de nvel de chumbo, a distribuio para este ano estocasticamente maior.

15b) Sim. Parece haver mais nascimentos na primavera e vero (meses em torno de julho) e menos no outono e inverno (meses em torno de janeiro).

Captulo 3 - Medidas-Resumo Numricas6a) mdia = 25,9 meses; mediana = 24 meses; h duas modas: 12 e 24 meses; amplitude = 95,9 meses; intervalo interquartil = 32 meses; desvio-padro = 27,4 meses.

7a) mdia = 3,14 mmol/l; mediana = 3,08 mmol/l; desvio-padro = 0,51 mmol/l; amplitude = 1,47 mmol/l; 7b) mdia = 40,4 g/l; mediana = 42 g/l; desvio-padro = 3,0 g/l; amplitude = 9 g/l7c) Os nveis de albumina estavam todos dentro da faixa de normalidade) Entretanto, os pacientes que sofreram intoxicao por vitamina D no apresentaram nveis normais de clcio. Tanto a mdia quanto a mediana esto acima do limite superior de normalidade.

8a) mediana para bulmicas = 21,6 kcal/kg; mediana para saudveis = 30,6 kcal/kg8b) intervalo interquartil para bulmicas = 7,1 kcal/kg; intervalo interquartil para saudveis = 12,8 kcal/kg8c) O consumo calrico dirio tende a ser maior para adolescentes saudveis, sendo este tambm o grupo que possui mais variabilidade, de acordo com o intervalo interquartil.

9a) Europa possui a menor mdia. frica possui possui a maior mediana. Europa possui o menor desvio-padro, suas taxas esto agrupadas mais prximas da mdia do que os outros continentes.9b) Espera-se que a taxa mdia e a mediana sejam aproximadamente iguais para frica, pois sua distribuio unimodal e simtrica. Para sia espera-se mdia e mediana diferentes, pois sua distribuio bastante assimtrica. Como a assimetria est direita (valores atpicos muito altos) espera-se uma mdia maior do que a mediana.

10b) Para fumantes o nvel de cotinina mediano se encontra no intervalo de 200 a 249 ng/ml. para no fumantes, a mediana est no intervalo de 0 a 13 ng/ml.10c) J comparado no exerccio do captulo anterior.

Captulo 6 - Probabilidade7a) O evento do indivduo ser exposto a altos nveis de monxido de carbono e de dixido de hidrognio.7b) O evento do indivduo ser exposto a altos nveis de monxido de carbono ou de dixido de hidrognio.7c) O evento do indivduo no ser exposto a altos nveis de monxido de carbono.7d) No.

8b) No; 8c) 0,162 ou 16,2%; 8d) 0,608

9a) 0,390; 9b) 0,015; 9c) 0,187; 9d) 0,850

10a) 0,387; 10b) 0,494; 10c) 0,698

11a) 0,015; 11b) 0,769; 11c) 0,000028

13a) 0,15; 13b) 0,2; 13c) 0,0105

14a) 0,22; 14b) Se a prevalncia for 10% o valor preditivo positivo cai para 0,15. Se a prevalncia for 5%, cai para 0,08. A medida que a prevalncia de sndrome de tnel carpal diminui, o valor preditivo positivo tambm diminui.

15a) sensibilidade = 0,628; especificidade = 0,823; 15b) 0,283; 15c) 0,952.

Captulo 7 - Distribuies Tericas de Probabilidade8b) 0,031; 8c) pelo menos um servio: 0,329. 4 ou mais: 0,016; 8d) 0,094.

9) No. Apesar de haver apenas dois possveis resultados em cada tentativa, as tentativas no so indepedentes. Se a concentrao de dixido de carbono atipicamente alta em um dia, provvel que no dia seguinte ainda esteja alta tambm.

10a) 5040; 10b) 35; 10c) 0,168; 10d) 0,006

11a) 3.638.800; 11b) 210; 11c) 0,055; 11d) 0,0001; 11e) 0,933

12a) 7 e 1,7; 12b) 0,064.

14a) 0,05; 14b) 0,174; 14c) 0,657; 14d) media=4,5 e desvio-padro=2,1.

15a) 0,064; 15b) 0,855; 15c) 0,061.

16a) 17; 16b) 0,00067; 16c) 0,525.

17a) 0,005; 17b) 0,911; 17c) 0,954; 17d) os 14,9% superiores; 17e) os 20% inferiores

19a) 0,078; 19b) 0,102; 19c) 0,629.

20a) 0,378; 20b) 0,159; 20c) 0,622; 20d) Probabilidade de FP aumentaria e de FN diminuiria; 20e) No seria muito til em funo da sobreposio das curvas e das probabilidades de FP e FN serem altas.

Captulo 8 - Distribuio Amostral da Mdia8a) 29,5 mg/100ml; 8b) 2,07 mg/100ml. tambm chamado de erro padro8c) O desvio-padro das mdias amostrais (ou da distribuio amostral da mdia) 1/20 vezes menor do que o desvio-padro dos prprios valores de nveis de albumina.8d) As mdias amostrais seriam aproximadamente normalmente distribudas.; 8e) 0,046 = 4,6%8f) 0,236 = 23,6%; 8g) 0,359 = 35,9%

10) A distribuio das mdias possui = 1,81 g/m3 e erro padro EP=0,36 g/m3. Assumindo que n=40 um nmero grande o suficiente a distribuio das mdias aproximadamente normal. O Teorema Central do Limite se aplica mesmo que a varivel de interesse na populao em questo tenha distribuio assimtrica.

Captulo 9 - Intervalos de Confiana

5. a) (122,7; 137,3); b) Temos 95% de confiana de que esse intervalo contenha a verdadeira mdia de presso sistlica s. Ou: Ao selecionarmos repetidas amostras de tamanho 10 e calcularmos sucessivos intervalos de confiana, aproximadamente 95% deles conteriam a mdia populacional s. c) (79,3; 88,7); d) (76,6; 91,4); f) O IC99% mais largo que o IC90%. Quanto menor for o tamanho do intervalo, menos confiana teremos de que contm a mdia populacional s.

6. a) 5%; b) 1%; c) 99%; d) t=2,571.

7. a) 1%; b) 10%; c) 94,5%; d) t = -2,080.

8. a) (3,96; 5,02); b) (4,06; 4,92); c) (3,32; 4,1); d) Assume-se que as distribuies originais de FVC e FEV1 so aproximadamente normais.

9. a) (27,5; 31,7); b) 4,2 semanas; c) n = 22,1 23; d) n = 49,8 50.

10. a) mdia = 112,8; s = 14,4; intervalo = (105,6; 120,0); b) O intervalo no contm o valor 100%, logo podemos afirmar, com 95% de confiana, que o percentual mdio de peso ideal para a populao de diabticos dependentes de insulina diferente de 100%, sendo maior.

11. a) IC unilateral superior de 95%: > 2,8 mmol/l ou o limite inferior do intervalo 2,8 mmol/l. b) > 38,4 g/l; c) O IC superior de 95% dos nveis de clcio no se sobrepe faixa de valores normais, sugerindo que os nveis de clcio para esse grupo so elevados. No h evidncia de que os nveis de albumina sejam diferentes dos normais.

Captulo 10 - Testes de Hipteses

9. a) H0: = 74,4 mmHg. b) HA: 74,4 mmHg. c) A estatstica de teste z = 3,34, p < 0,002 (2 x 0,001). d) Rejeita-se H0 e conclui-se que a presso diastlica mdia para a populao de mulheres diabticas com 30 a 43 anos diferente de 74,4 mmHg. e) A concluso seria a mesma.

10. a) H0: 7250/mm3 e HA: < 7250/mm3. b) t = -3,00; p < 0,005; rejeita-se H0. c) Conclui-se que a contagem mdia de clulas brancas no sangue dos infectados menor que da populao em geral, 7250/mm3.

11. a) Utiliza-se a distribuio t com 57 graus de liberdade. Para utilizar a tabela A.4, aproxima-se para 60 graus de liberdade. Pela tabela A.4, 95% das observaes centrais estariam entre t = -2 e t = +2. O IC 95% bilateral para seria (24,3 a 25,7). b) H0: = 24,0 kg/m2; HA: 24,0 kg/m2; t = 2,82; p < 0,01 (2 x 0,005); rejeita-se H0. c) Conclui-se que a mdia de IMC basal para a populao de homens que desenvolve diabetes mellitus diferente da mdia para a populao de homens que no desenvolve, 24,0 kg/m2. d) H0 seria rejeitada porque o IC95% no inclui o valor de 24,0 kg/m2.

12. a) H0: = 136 mmHg; HA: 136 mmHg; t = 2,66; p < 0,01 (2 x 0,005); rejeita-se H0; A presso sistlica mdia para a populao de trabalhadores que sofreu uma grande ocorrncia de coronria diferente da populao dos trabalhores que no sofreu tal ocorrncia. b) H0: = 84 mmHg; HA: 84 mmHg; t = 1,74; p < 0,10 (2 x 0,05); rejeita-se H0. c) Trabalhadores que sofreram uma grande ocorrncia coronria possuem mdias de presso sistlica e diastlica maiores do que os que no sofreram.

13. Seria impossvel eliminar a ocorrncia do erro tipo II. Como esse erro a probabilidade de

falhar em rejeitar a hiptese nula quando ela falsa, o nico modo de zerar essa probabilidade seria sempre rejeitar H0.

14. a) P(erro tipo I) = = 0,05. b) P(erro tipo II) = = 0,081. c) Poder = 1- = 0,919. d) Aumentando , considerando uma mdia hipottica mais afastada da verdadeira mdia, ou aumentando o tamanho amostral n. e) n = 29,1 30. f) n = 23.

15. n = 22,2 23.

Captulo 11 - Comparao de duas mdias

5. a) As amostras so pareadas. b) H0: milho - aveia = 0; HA: milho - aveia 0. c) p < 0,01. d) As mdias so significativamente diferentes. O colesterol LDL mdio de indivduos que aderem a dieta de farelo de aveia significativamente diferente (no caso menor) dos que aderem dieta de flocos de milho.

6. a) O nvel do organocloro DDT maior em mulheres com cancer de mama. b) No, pois a hiptese nula foi rejeitada com nvel de significncia de 0,05.

7. a) t = 1,943, intervalo de confiana unilateral de 95%: diferena > 6.3. b) A verdadeira diferena na mdia populacional no igual a zero, logo o nvel decresce entre 12 e 24 horas aps o fumo

8. a) As duas amostras so indepedentes. b) H0: 1 = 2; HA: 1 2. c) No se rejeita H0. O estudo no encontrou evidncias significativas de a fumaa de cigarro de uma gestante tem efeito no contedo mineral sseo da criana.

9. a) No se rejeita H0. b) [-4,3 a 8,3]; o intervalo contm o valor 0 como esperado, j que o teste de hiptese no rejeitou a hiptese nula.

10. a) Intervalo do grupo de interveno: [50,3 a 59,4]; Intervalo do grupo controle: [63,9 a 75,1]. b) t = -4,05. gl=282. Como gl >>30 a distribuio t pode ser aproximada por uma normal que daria p

grupos, embora no se possa defenir em quais grupos h diferena. d) Sero necessrios 6 testes dois a dois. Para que o geral seja 0,05, cada teste dois a dois dever ter um * de 0,05/6 = 0,0083. Entre no fumantes e atualmente fumantes: t = 0,52 com 355 graus de liberdade, o que d p > 0,0083, logo no podemos concluir que a presso sistlica mdia seja diferente entre esses dois grupos. Entre no fumantes e ex-fumantes: t = -1,18. Entre no fumantes e mascadores de tabaco: t = -2,53. Entre atualmente fumantes e ex-fumantes: t = -1,34. Entre atualmente fumantes e mascadores de tabaco: t = -2,6. Entre ex-fumantes e mascadores de tabaco: t = -1,63. Somente as comparaes entre no fumantes e mascadores, e entre atualmente fumantes e mascadores resultaro em p < 0,0083. Conclui-se que as presses sistlicas mdias de no fumantes e atualmente fumantes so ambas diferentes dos mascadores de tabaco.

8. a) sD2 = 1,75; mdia geral = 5,58; sE2 = 19,06; F = 10,89. Para F3,1498, p < 0,001. Rejeita-se a hiptese nula. b) Conclui-se que os nveis mdios de colesterol LDL so diferentes entre os quatro grupos, embora no se possa defenir em quais grupos h diferena. c) Para utilizar a ANOVA necessrio que as quatro populaes sejam aproximadamente normalmente distribudas com varincias similares. d) Seria necessria uma anlise como a de Bonferroni para definir que grupos diferem entre si.

9. a) A mdia de tempo por seo de terapia individual maior para centros NFP e menor para centros FP. A mdia de tempo por seo de terapia em grupo maior para centros FP e menor para centros pblicos. b) Intervalos de confiana de 95%:

Centro Terapia individual Terapia em grupoFP 44,30 - 54,62 89,81 - 121,85NFP 53,49 - 56,03 95,10 - 102,26Pblico 51,57 - 54,93 90,00 - 98,34Para terapia individual os trs intervalos se sobrepem. Logo, nada sugere que na populao as mdias no sejam idnticas. O mesmo se aplica para terapia em grupo.c) sD2 = 135,4; mdia geral = 53,88; sE2 = 515,8; F = 3,81. Para F2,515, p < 0,025. Rejeita-se a hiptese nula e conclui-se que o tempo mdio por seo de terapia individual no o mesmo para todos os trs grupos. No mtodo de Bonferroni seriam necessrios 3 testes individuais. Para que o geral seja 0,05, cada teste dois a dois dever ter um * de 0,05/3 = 0,0167. Para o primeiro e segundo grupo: t = -2,62; para o primeiro e o terceiro: t = -1,79; para o segundo e o terceiro t = 1,36. Todos possuem 515 graus de liberdade. Somente a comparao entre o primeiro e segundo grupos (FP e NFP) resulta em p < 0,0167 (especificamente p = 0,008). Conclui-se que o tempo mdio por seo de terapia individual menor para centros FP do que para centros NFP.d) sD2 = 947,7; mdia geral = 97,6; sE2 = 2159,2; F = 2,28. Para F2,488, p > 0,1. No podemos rejeitar a hiptese nula de igualdade do tempo mdio por seo de terapia em grupo entre os 3 grupos.e) Enquanto centros FP possuem sees de terapia individual mais curtas do que centros NFP, na mdia, no h diferenas significativas na durao das sees de terapias em grupo.

Captulo 13 - Mtodos no-paramtricos

6. a) T=7; T = 45,5; T = 14,3; Z = -2,69; p = 2*0,004 = 0,008. Como p < 0,05, rejeita-se a hiptese nula e conclui-se que a diferena mediana no igual a 0. O gasto energtico em repouso maior para os pacientes com Fibrose Cstica. b) A concluso seria a mesma com o teste do sinal, embora os p-valores no fossem idnticos.

7. a) Se a hiptese nula verdadeira, D possui distribuio binomial com parmetros n=14 e p = 0,05. Na amostra observa-se D=9. A probabilidade de observarmos 9 ou mais sinais de + 0,2121. O p-valor 2*0,2121 = 0,4242. No podemos rejeitar a hiptese nula, pois p-valor > 0,05. No h evidncias de que a diferena mediana na taxa respiratria seja diferente de 0. b) T=26,5; T = 52,5;

T = 15,9; Z = -1,64; p = 2*0,051 = 0,102. Como p > 0,05, no rejeita-se a hiptese nula. c) Chegaria-se a mesma concluso.

8. a) T=43; T = 95; T = 24,85; Z = -2,09; p = 2*0,018 = 0,036. Como p < 0,05, rejeita-se a hiptese nula e conclui-se que a diferena mediana no igual a 0. Como a maioria das diferenas negativa, o aumento da resistncia area especfica devido ao exerccio maior quando dixido de enxofre est presente na atmosfera do quando no est. b) Seria necessrio construir um histograma das diferenas e avaliar a simetria da distribuio. No caso, poderia se considerar simtrica. Logo, a utilizao do teste t pareado no seria inapropriada.

10. a) W = 337,5; W = 448,5; W = 33,5; Z = -3,31; p < 0,001. Como p < 0,05, rejeita-se a hiptese nula e conclui-se que o consumo calrico dirio mediano no o mesmo para os dois grupos. b) Como a soma dos postos menor para o grupo bulmico, o consumo calrico dirio mediano para bulmicos menor do que para pessoas saudveis.

11. a) W = 157,5; W = 154; W = 20,3; Z = 0,15; p > 0,1. Como p > 0,05, no rejeita-se a hiptese nula. No h evidncia de que a idade mediana no momento da morte seja diferente entre meninos e meninas. b) Seria necessrio construir histogramas das idades, um para cada grupo. No caso, as distribuies so bem assimtricas, no sendo apropriado o uso do teste t para duas amostras independentes. Se esse teste fosse utilizado, haveria um grande risco de rejeitar-se a hiptese nula equivocadamente.

Captulo 14 - Inferncia sobre propores

5. a) 0,263. b) Pode utilizar a aproximao normal. Usar correo de continuidade. P = 0,255. c) A aproximao normal fornece uma boa estimativa da probabilidade exata obtida pela equao da binomial.

6. a) mdia=0,328; DP = 0,094; aproximadamente normal se n for suficientemente grande. b) 9,7% das amostras tero proporo 0,45. c) 8,7% das amostras tero proporo 0,20. d) p = 0,21 limita os 10% inferiores da distribuio.

7. a) IC95% = (0,369 ; 0,743). b) H0: = 0,328. c) HA: 0,328. d) z = 2,52; p = 2x0,006=0,012; No se pode rejeitar H0, pois p>0,01. e) Conclui-se que no h evidncias de que a proporo de mes fumantes durante a gravidz para crianas com fenda oral seja diferente da proporo de mes fumante durante a gravidez para crianas com outros tipos de m fromao. f) Tamanho mnimo de 513.

8. a) p=0,969. b) IC95% = (0,954 ; 0,984). c) Se 100 amostras aleatrias de tamanho 488 fossem selecionadas dessa populao, aproximadamente 95 conteriam a verdadeira proporo populacional p e 5 no conteriam. d) IC90% = (0,956 ; 0,982). e) IC90% mais estreito que IC95%.

10. a) p1 p2=0,023. b) IC95% = (-0,052 ; 0,098). c) z = 0,59; Como p>0,05, no se pode rejeitar a hiptese nula. d) As amostras no fornecem evidncias de que as propores de indivduos que param de fumar sejam diferentes nos dois grupos. Logo, o conselho mdico no parece ser efetivo.

11. a) p1=0,042 ; p2=0,071. b) z = -1,57; p = 2x0,058 = 0,116; No se pode rejeitar a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,10. c) No h evidncias suficientes para concluir que as propores de pacientes que visitaram o centro comunitrio de doenas mentais nos ltimos 3 meses sejam diferentes entre os que utilizaram o plano pr-pago e os que utilizaram o plano tradicional Medicaid.

12. a) p=0,202. b) z = 1,41; p = 2x0,079 = 0,158; No se pode rejeitar a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05. c) No h evidncias suficientes para concluir que as propores de resultados positivos sejam diferentes entre os que compartilharam agulhas e os que no compartilharam. d) IC95% = (-0,031 ; 0,177).

Captulo 15 - Tabelas de contingncia

6. a) 1,0%. b) aproximadamente 2,5%. c) 2 = 4,61.

7. a) 1,0%. b) 95%. c) 2 = 24,77.

8. a) 2 = 54,92 com 1 grau de liberdade; p 0,10; No se pode rejeitar a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05. Os dados no fornecm evidncias de que as propores de sujeitos que se retiraram do estudo sejam diferentes em cada grupo de tratamento.

10. a) 2 = 28,97 com 8 graus de liberdade; p < 0,001; Rejeita-se a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05. b) Conclui-se que existe associao entre specialidade mdica e tratamento recomendado.

11. a) 2 = 209,2 com 10 graus de liberdade; p < 0,001; Rejeita-se a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05 e conclui-se que os resultados no so homogneos entre os estudos. b) Entre os bitos que necessitaram autpsia, deve haver maior proporo de atestados imprecisos ou incorretos do que os bitos que no necessitaram autpsia. Logo, se esses resultados forem utilizados para inferir sobre a populao de todos os atestados, h boa chance de se superestimar a proporo de atestados imprecisos ou incorretos.

12. a) Usar o teste de McNemar. 2 = 8,10 com 1 grau de liberdade; p < 0,01; Rejeita-se a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05 e conclui-se h associao entre o momento da triagem e o diagnstico. b) Nesse caso os dados so apresentados como se fossem independentes, incorretamente. Logo, seriam analisados incorretamente por um teste qui-quadrado.

13. a) Usar o teste de McNemar. 2 = 1,53 com 1 grau de liberdade; p > 0,10; No se pode rejeitar a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05. b) As amostras no fornecem evidncias de associao entre aposentadoria e parada cardaca. c) OR=0,6. d) IC95% para ln(OR) = (-1,23 ; 0,204); logo IC95% para OR = e1,23 ; e0,204=0,29 ;1,23 .

14. Usar o teste de McNemar. 2 = 11,05 com 1 grau de liberdade; p < 0,001; Rejeita-se a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05 e conclui-se h associao entre os resultados do exame e a resposta do paciente. mais provvel um paciente afirmar que no circuncidado quando na verdade , do que declarar que quando na verdade no .

15. a) Usar o teste de McNemar. 2 = 2,50 com 1 grau de liberdade; p > 0,10; No se pode rejeitar a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05. b) As amostras no fornecem evidncias de associao entre exposio a poluentes e a ocorrncia de dores de cabea.

16. a) OR=1,52. b) IC95% para ln(OR) = (0,094 ; 0,744); logo IC95% para OR = e0,094 ; e0,744=1,10 ; 2,02 . c) 2 = 5,95 com 1 grau de liberdade; p < 0,05; Rejeita-se a hiptese nula a um nvel de significncia de 0,05 e conclui-se que a chance de desenvolver cncer cervical maior entre fumantes do que entre no fumantes, o que j teria-se concludo pelo intervalo de confiana de OR, que no inclui o valor 1.

17. a)Doena plvica

inflamatriaGravidez ectpica

TotalSim No

Sim 28 6 34No 251 273 524Total 279 279 558

b) OR=5,08. c) IC99% para ln(OR) = (1,083 ; 2,167); logo IC99% para OR = e1,083 ;e2,167=2,95;8,73 .

18. a)Uso de lcool (drinques/semana)

Probabilidade de aborto espontneo

0 0,2051-2 0,2273-6 0,2537-20 0,29921+ 0,341

b e c) Uso de lcool

(drinques/semana)OR IC95%

0 1,00 -1-2 1,14 (1,07 - 1,20)3-6 1,31 (1,20 - 1,43)7-20 1,65 (1,47 - 1,85)21+ 2,01 (1,57 - 2,57)

d) A chance de sofrer aborto espontneo aumenta com o aumento do uso de lcool. Nenhum dos intervalos de confiana de 95% contm o valor 1, indicando que h diferena estatisticamente significativa entre mulheres que usam lcool e as que no usam.

Captulo 17 - Correlao

5. a)

b) Parece haver uma tendncia de aumento do colesterol com o aumento de triglicerdeos. c) r = 0,65. d) t = 2,42 com 8 graus de liberdade; p < 0,05; Rejeita-se a hiptese nula e conclui-se que diferente de zero. e) rs = 0,418. f) O coeficiente de correlo de Spearman menor do que o de Pearson. Entretanto, ainda sugere um relacionamento linear positivo moderado entre colesterol e triglicerdeo. g) ts = 1,3; p > 0,10; no se pode rejeitar a hiptese nula.

Captulo 18 - Regresso linear simples

8. a) Ao retirar os quatro pontos, a inclinao da reta seria bem menor, no havendo mais evidncia de relao linear entre CBVR e idade gestacional. b) No. Tal inormao reforaria ainda mais a concluso anterior.

2 4 6 8 10 12 145

6

7

8

9

10

11

Nvel de triglicerdeos (mmol/l)

Nve

l de

cole

ster

ol (m

mol

/l)