deletions | additions       diff --git a/Os_resultados_dos_testes_de__.tex b/Os_resultados_dos_testes_de__.tex  index 42232d0..bfd3dbc 100644  --- a/Os_resultados_dos_testes_de__.tex  +++ b/Os_resultados_dos_testes_de__.tex 
...
Os resultados dos testes de bom ajuste do modelo aos dados realizados através do programa Release mostraram que a premissa de homogeneidade das taxas de sobrevivência entre os indivíduos foi violada. O componente 3.SR do teste de bom ajuste foi significativo, sugerindo que a probabilidade dos indivíduos capturados na ocasião i serem capturados novamente depende se eles foram marcados ou não antes da ocasião i (Tabela 1). As estimativas de c-hat foram maiores que 1, mostrando que houve excesso de variação não explicada pela distribuição multinomial. O valor de c-hat de 2,38 foi usado para corrigir os AICs e ajustar os erros das estimativas dos parâmetros. \begin{table}   \begin{tabular}{ c c c c c }  Test & Qui Quadrado & DF & p & c-hat \\   Teste 2 & 94,35 & 99 & 0,614 & \\   Teste 3.SR & 211,13 & 20 & > 0,00 & \\   Teste 3.Sm & 10,45 & 18 & 0,916 & \\   Teste 3 & 231,58 & 38 & < 0,00 & \\   Teste 2 + 3 & 325,93 & 137 & < 0,00 & 2,38 \\   \end{tabular}   \caption{Sumário dos resultados dos testes de bom ajuste do programa Release do modelo CJS aos dados de marcação-recaptura da baleia-jubarte no Banco dos Abrolhos entre 1990 e 2011.}   \end{table}  Foram construídos 16 modelos de Cormack-Jolly-Seber para estimar a sobrevivência da baleia-jubarte entre 1990 e 2011 (Tabela 2). Dois modelos foram considerados plausíveis de acordo com o QAIC (Delta QAIC < 2) e ambos tiveram probabilidades de captura variando entre os anos e efeitos aleatórios neste parâmetro. O melhor modelo teve a probabilidade de sobrevivência variando em função do SOI com atraso de três anos. O segundo melhor modelo teve probabilidade de sobrevivência constante, que foi estimada em 0,951 (SE = 0,011; IC 95% = 0.925 a 0,969). De acordo com as previsões do melhor modelo, valores negativos de SOI são favoráveis à sobrevivência da baleia-jubarte três anos depois (Figura 4). Eventos de La Niña ocasionam em diminuição das taxas de sobrevivência depois de três anos.  \begin{table}   \begin{tabular}{ c c c c c c }  Modelo & QAIC & Delta QAIC & Peso QAIC & k & QDeviance \\   ϕ(SOI lag3) p(t): RE & 2407,5 & 0,00 & 0,405 & 20 & 583,3 \\   ϕ(.) p(t): RE & 2407,9 & 0,37 & 0,337 & 19 & 585,4 \\   ϕ(El Nino lag3) p(t) & 2411,4 & 4,24 & 0,049 & 22 & 583,5 \\   ϕ(SOI lag3) p(t) & 2412,3 & 4,79 & 0,037 & 23 & 582,1 \\   ϕ(.) p(t) & 2412,4 & 4,91 & 0,035 & 22 & 584,2 \\   ϕ(Trend) p(t) & 2412,5 & 4,96 & 0,034 & 23 & 582,2 \\   ϕ(SOI lag1) p(t) & 2413,8 & 6,26 & 0,018 & 23 & 583,5 \\   ϕ(SOI lag2) p(t) & 2414,0 & 6,47 & 0,016 & 23 & 583,7 \\   ϕ(SAM lag2) p(t) & 2414,1 & 6,59 & 0,015 & 23 & 583,9 \\   ϕ(SAM lag3) p(t) & 2414,1 & 6,59 & 0,015 & 23 & 583,9 \\   ϕ(El Nino lag2) p(t) & 2414,2 & 6,7 & 0,014 & 23 & 584,0 \\   ϕ(SAM lag1) p(t) & 2414,5 & 6,93 & 0,013 & 23 & 584,2 \\   ϕ(El Nino lag1) p(t) & 2414,5 & 6,93 & 0,016 & 23 & 584,2 \\   ϕ(t) p(.) & 2444,6 & 37,11 & 0,000 & 22 & 616,4 \\   ϕ(t) p(t) & 2445,2 & 37,64 & 0,000 & 41 & 578,3 \\   ϕ(.) p(.) & 2494,8 & 87,29 & 0,000 & 2 & 706,8 \\   \end{tabular}   \caption{Modelos de Cormack-Jolly-Seber para estimativa da sobrevivência (ϕ) da baleia-jubarte no Banco dos Abrolhos entre 1990 e 2011. Notação: p = probabilidade de captura; (.) = parâmetro constante; (t) = parâmetro variando no tempo; RE = efeitos aleatórios nas probabilidades de captura; (Trend) = tendência anual; (SOI) = Southern Oscillation Index; (SAM) = índice do Southern Annular Mode; k = número de parâmetros; QAIC = Quasi Critério de Informação de Akaike; QDeviance = Quasi Deviance.}   \end{table}