This paper dis cusses the fitting of a Cobb-Doug las response curve Yi = αXβi, with additive error, Yi = αXβi + e i, instead of the usual multiplicative error Yi = αXβi (1 + e i). The estimation of the parameters A and B is discussed. An example is given with use of both types of error.

O presente estudo visa a efetuar uma análise conjunta de experimentos em blocos casualizados completos aumentados. Cada experimento apresenta os mesmos t = c + z tratamentos, distribuídos em r blocos, onde os c tratamentos são considerados comuns, pois aparecem nos r blocos, e os z tratamentos são considerados regulares, pois aparecem uma única vez em um dos r blocos. Os blocos são formados por k parcelas, sendo k = c + Pj,onde pj (j = 1, ..., r) é o número de tratamentos regulares no bloco j. Para desenvolvê-lo, considerou-se o conjunto dos experimentos como um delineamento comum em blocos incompletos. Admitindo-se que os experimentos apresentassem variâncias residuais semelhantes. No exemplo estudado, os tratamentos se repartem em seis classes de associação, com diferenças mínimas significativas (para o teste de Tukey) (Δ) entre dois deles dadas a seguir: 1 - Dois tratamentos comuns: Δ 5% = 15,955 t/ha; Δ 1% - 13,755 t/ha. 2 - Um tratamento comum e um regular: Δ 5% de 23,047 a 23,216 t/ha; Δ 1% de 26,733 a 26,930 t/ha. 3 - Dois tratamentos regulares, com λ = 3: Δ 5% de 28,515 a 28,659 t/ha; Δ 1% de 33,075 a 33,243 t/ha. 4 - Dois tratamentos regulares, com λ = 2: Δ 5% de 29,064 a 29,950 t/ha; Δ 1% de 33,711 a 34,739 t/ha. 5 - Dois tratamentos regulares, λ = 1: Δ 5% de 29,160 a 29,994 t/ha; Δ 1% de 33,823 a 34,791 t/ha. 6 - Dois tratamentos regulares, com λ = 0: Δ 5% de 30,281 a 30,628 t/ha; Δ 1% de 35,124 a 35,526 t/ha. Verifica-se, pois, que essas diferenças mínimas significativas são bem menores no caso de dois tratamentos comuns, mas não são muito discrepantes nos demais casos.

This paper has is view the joint analysis of augmented trials in randomized blocks. Each experiment had t = c + z, in r blocks where we have c commom treatments, that is, treatments present in each blocks, and z regular treatments, which appear in only one of the r blocks. Each block has k = c + pj plots, where pj (j = l, ..., r) is the number of regular treatments in it. The analysis was carried out, taking the whole set of trials as one experiment with incomplete blocks, assuming that the trials had similar variances. In the example presented, treatments belonged to six classes of association, with least significant difference (by Tukey's method) between two of them (Δ) given below: 1. Two common treatments: Δ 1% = 15.955 t/ha; Δ 5% = 13.755 t/ha. 2. A common treatment and a regular one: Δ 5% from 23.047 to 23.216 t/ha; Δ 1% from 26.733 to 26.930 t/ha. 3. Two regular treatments, with λ = 3: Δ 5% from 28.515 to 28.659 t/ha; Δ 1% from 33.075 to 33.243 t/ha. 4. Two regular treatments, with λ = 2: Δ 5% from 29.064 to 29.950 t/ha; Δ 1% from 33.711 to 34.739 t/ha. 5. Two regular treatments, with λ = 1: Δ 5% from 29.160 to 29.994 t/ha; Δ 1% from 33.823 to 34.791 t/ha. 6. Two regular treatments, with λ = 0: Δ 5% from 30.281 to 30.628 t/ha; Δ 1% from 35.124 to 35.526 t/ha. We realize, therefore, that these leat significant differences are rather smaller in the case of two common treatments, but are not too different in the other cases.

O objetivo do presente trabalho consistiu em apresentar uma metodologia mais simples para a realização da análise de variância de experimentos em blocos casualizados completos aumentados.

This paper object is to show an easier methodology for the variance analysis of experiments in augmented complete randomized blocks.

O estudo de 38 ensaios de adubação de milho, espalhados em fazendas da Seccional de Lavras, Minas Gerais, Brasil, conduziu às seguintes conclusões: 1. Em experimentos com produção da testemunha abaixo de 2000 Kg/ha houve respostas significativas para N, R, K e calcário. Se tomarmos o preço de 100 kg de milho como equivalente ao de 10 kg de N, 12 de P2O5 ou 30 de K2O, as doses recomendáveis de adubação são: 38 kg/ha de N, zero de P2O5 e 88 kg/ha de K2O. 2. Em experimentos com produção da testemunha não inferior a 2000 kg/ha somente os efeitos de N e de R foram significativos, mas parece preferível usar fertilização completa, que, com os preços adotados, seria recomendável aos níveis de 44kg/ha de N, 75 de P2O5 e 51 de K2O. 3. Nos experimentos em solos de cerrado, foram significativas as respostas a N, R, K e calcário. As doses recomendáveis, para os preços adotados, foram: 51 kg/ha de N, 40 de P2O5 e 99 de K2O. 4. Para solos com teor conhecido de matéria orgânica, as recomendações devem levar em conta se é ou não superior a 1,25%. Quando superior a 1,25%, a adubação nitrogenada recomendável é de 27 kg/ha de N, se igual ou inferior a 1,25%, devem-se usar 120 kg/ha de N. 5. No caso do fósforo e do potássio a análise do solo não parece adequada para estimar a resposta aos fertilizantes. 6. As respostas à calagem são maiores em solos com Ca + Mg não superior a 3,40 eq. mg/100 ml de terra, ou para pH não superior a 4,75, ou ainda para alumínio trocável acima de 0.566 eq. mg/100 ml de terra.

The study of 38 trials on the fertilization of maize scattered in farms of the region of Lavras, State of Minas Gerais, Brasil, led to the following conclusions : 1. In experiments with control below 2000 kg./ha. there were significant responses for N, R, K and limestone. If we take the price of 100 kg. of maize as equivalent to that of 10 kg. of N, 12 of P2O5 or 30 of K2O, the recommended dressings are 38 kg./ha. of N, no phosphorus, and 88 kg./ha. of K2O. 2. In experiments with control not below 2000 kg./ha. only effects of N and R were significant, but it seems better to use a complete fertilizer. For the prices given above the recommended dressings are 44 kg./ha. of N, 75 of P2O5 and 51 of K2O. 3. In experiments carried out on cerrado soils significant responses were found for N, R, K and limestone. The recommended dressings, for the prices mentioned, are 51 kg./ha. of N, 40 of P2O5 and 99 of K2O. 4. For soils with known content of organic matter recommendations should take in account if it over 1.25% or not. When over 1.25%, the recommended dressing is 27 kg./ha. of N; if it is not over 1.25%, one should use 120 kg./ ha. of N. 5. For R and K soil analysis does not seem suitable to estimate responses to fertilization. 6. Responses to limestrone are higher in soils with Ca + Mg not above 3.40 meq./100 ml. of soil, or for pH not above 4,75, or else for exchangeable Al over 0.566 meq./100 ml. of soil.

Sabe-se que é comum usar-se a regressão quadrática (Y = a.r² + bX -f- c) para determinar a dose econômica de adubação. O ponto de máximo ou de mínimo será X = - - b/2c , onde b e c possuem distribuição normal. X Teste trabalho cogita-se de estudar a distribuição gerada pelo quociente de duas variáveis pertencentes a uma distribuição normal. Calcularam-se as estatísticas γ1 e γ2 de Fisher, e a elas se aplicou a prova de t. Também se obtiveram os momentos 3.° e 4.°. Os resultados obtidos mostram que na maioria dos casos a distribuição de X se afasta muito da normal.

When studying experiments with fertilizers from the economic point of view, it is rather common to use a quadratic regression equation Y = a X² + b X + c, and to seek its point of maximum X = - b/2c. If the values of Y are supposed to be normally distributed, the same happens with the estimates b and c, both linear functions of the Y's. This shows that for the economical interpretation of trials with fertilizers it is important to know what is the distribution oithe ratio of two normal variates. To study the distribution of x= b/2c the statistics y1 and y2 of FISHER (1930) were used, as well as the third and fourth moments. The results obtained show that in most cases the distribution of X is far from normal.

O Instituto Agronômico de Campinas vem, há muitos anos, utilizando, nos seus ensaios de milho, reticulados quadrados com k² tratamentos em blocos de k + 1 parcelas, sendo a parcela extra de cada bloco cultivada com um cultivar padrão (variedade ou híbrido), não incluído entre os k² tratamentos originais. Conclui-se, pois, que esses delineamentos incluem k² + 1 tratamentos, em blocos de k + 1 parcelas. O presente trabalho deduz fórmulas para a análise da variância desses delineamentos, e para a estimação das médias ajustadas de tratamentos. Fórmulas para a variância de diversos contrastes são deduzidas. Finalmente, apresenta-se um exemplo, detalhadamente analisado, de um ensaio em reticulado quadrado com k² = 25, e 4 repetições ortogonais, instalado corn 26 cultivares, em blocos de 6 parcelas.

This paper deals with a generalization of square lattice designs, with k² treatments in blocks of k + 1 plots, the extra plot in each block receiving a standard treatment, the same for all blocks. The new design leads to lower variances for contrasts between adjusted treatment means

O efeito da adubação N, P e K na composição mineral do grão (macro nutrientes, B e Zn) e na qualidade da bebida (prova de xícara) foi estudado. Utilizou-se um ensaio de adubação NPK, 3x3x3 plantado em 1955 em Ribeirão Preto, S. P. As amostras foram colhidas a dedo, despolpadas e degomadas no mesmo dia. Verificou-se que somente a adubação nitrogenada aumentou significativamente o teor de N no grão. Altos niveis de K na adubação diminuíram o teor de B e de Zn no grão. O teor de N no grão foi correlacionado negativamente com a qualidade da bebida. A adubação potássica quando excessiva prejudicou a qualidade da bebida mas de uma maneira não consistente. O aumento da produção causado pela adubação nitrogenada e potássica compensam economicamente o pequeno prejuízo causado na qualidade da bebida, que não chega a ser de 0,5 grau na escala utilizada.

In this third year of work, research was carried out concerning the effect of N, P and K fertilization on the mineral composition of the coffee bean and in the quality of the beverage. The material employed was obtained form a NPK,2³ and NPK,3³ factorial experiment from two different regions. In Piracicaba, Coffea arábica L. var. "Bourbon Vermelho" was the plant source, and "Mundo Novo" in Ribeirão Preto. The main findings are as follows: a) N content in the bean was raised by the application of N in the soil in both regions. The use of K increased the level of K in the bean in Piracicaba but not in Ribeirão Preto. The level of total P was not affecte by P fertilization in both regions. b) The higher doses of KC1 decreased the B and Zn content in the bean. c) Fruits collected in treatments where N and K were used gave significant lower quality beverage in Piracicaba and in Ribeirão Preto. d) It was found a negative and significant correlation (at 1% level) between N content in the bean and the quality of the beverage, for both varieties and regions. For K the correlation was not significant in both regions. It was speculated that probably the chlorine of KC1 may be the factor which affect the quality of the beverage. e) The great increase in production (yield) where N and K were applied compensats economically the small decrease in the quality of the beverage of the pulped coffee.

São determinados vícios no cálculo da área basal remanescente a partir da média aritmética dos diâmetros, em comparação com o método de cálculo a partir da soma dos quadrados dos diâmetros. Os estudos são conduzidos tanto teòricamente como em amostras geradas em computador, com confirmações com dados coletados em desbastes de povoamentos florestais. Os resultados mostram-se desfavoráveis ao uso da média aritmética para determinações da área basal remanescente.

As shown by PIMENTEL GOMES (1965), the theory proves that the use of the arithmetic mean of diameters to estimate basal areas in forestry leads to a bias. This paper evaluates this bias in the computation of remaining basal area in forestry thinnings, by means of theoretical study, samples generated in a computer, and also through the study of actual populations of trees in groves of Araucaria angustifolia (Bert.) O. Ktze, Pinus elliottii Eng., P. taeda L. and P. caribaea var. hondurensis Mor. The study thus carried out showed that the bias indicated can be rather serious.

Em estudos teóricos, em amostras geradas em computador, e em desbastes conduzidos em povoamentos florestais, foram determinados os vícios cometidos no cálculo da área basal retirada a partir da média aritmética dos diâmetros. Os resultados contra-indicam êsse tipo de cálculo para a determinação da área basal retirada, devendo ser utilizada a determinação a partir da soma dos quadrados dos diâmetros.

As shown by PIMENTEL GOMES (1965), the theory proves that the use of the arithmetic mean of diameters to estimate basal areas in forestry leads to a bias. This paper evaluates this bias in the computation of cut out basal area in forestry thinnings, by means of theoretical study, samples generated in a computer, and also through the study of actual populations of trees in groves of Araucaria angustifolia (Bert.) O. Ktze, Pinus elliottii Eng., P. taeda L. and P. caribaea var. hondurensis Mor. The study thus carried out showed that the bias indicated can be rather serious.

Neste trabalho estimou-se o coeficiente de herdabilidade do peso aos 18 meses de idade do gado Canchim, que e o bimestiço 5/8 Charolês-Zebu, bem como avaliaram-se os reprodutores pela estimação dos efeitos de touros e vacas, em função de sua descendencia. Os estudos se basearam em 252 pesos aos 18 meses de animais oriundos de 15 touros e 94 vacas. Foram feitos ajustes para sexo, estação do ano e numero de ordem da parição da vaca. O ajuste foi feito com auxílio do modelo matemático y ijkr = m + + si + e j + pk + e ijkr, onde s i (i = 1 , 2) = efeito do sexo, e j (j =1, 2, 3, 4) = efeito da estação do ano, Pk (k = 1,2,3,4,5) = efeito da parição. Com os dados ajustados y ijkr> obtidos pela formula y ijkr = Yijkr - si - êj - pk, foi feita a análise da variância seguindo-se o modelo de blocos incompletos, conforme PIMENTEL GOMES (1967, 1968, 1970), onde touros eram considerados como blocos e vacas como tratamentos. Os resultados obtidos foram: Com as estimativas dos componentes de variancia E, D, S, foram calculados os coeficientes de herdabilidade pelas formulas resultados foram: Tambera se estimaram os efeitos de touros e vacas o que permitiu apontar os melhores reprodutores do rebanho.

This paper deals with the estimation of the heritability of weight at the age of 18 months of heifers of the Canchim breed, which is a 5/3 Charolais x 3/8 Zebu crossbred. It evaluates also the bulls and cows, through the heritage transmitted to their offspring. The study was carried out with the 18-month weights of 252 heifers, sons and daughters of 15 sires and 94 cows, adjusted for sex, and for season and order of delivery. The adjustment was carried out with the aid of the mathematical model with s i (i = 1,2) referring to sex, e j (j = 1, 2, 3, 4) to season, and Pk (k = 1, 2, 3, 4, 5) to parturition. With the adjusted weights y ijkr obtained by the formula an analysis of variance was carried out, following the incomplete randomised model, with sires as blocks and cows as treatments using the theory developed by PIMENTEL GOMES (1967, 1968, 1970), with the following results. With the variance components E, Dand S thus obtained the estimates hI; 1 and hI; 2 of the coefficients of heritability were calculated, by formulas having been obtained the following results: hI; 1 = 0.6325 ± 0.28, hI; 2 = 0.6292 ± 0.28. This study permitted also the evaluation of the bulls and cows of the herd.

O efeito da adubaçao NPK e da matéria orgânica na composição mineral do grão e na qualidade da bebida (prova de xícara) foi estudado. Verificou-se que a adubação fosfatada e o uso da matéria orgânica não influiram nas características mencionadas. A adubação nitrogenada e potássica aumentou o teor dos elementos correspondentes no grão e prejudicou pouco mas, significativamente a qualidade da bebida. Esses dados devem ser encarados com cautela e tidos apenas como preliminares.

In this second year of work, research was carried out concerning, the effect of N, P, K and organic fertilization on the mineral composition of the coffee bean and in the quality of the beverage. The material employed was obtained from a NxPxK, 2³ , factorial experiment with split plot (with and without organic matter). The test area is located in poor, deep and, sandy soil; Coffea Arabica L., Var. "Bourbon Vermelho" is the plant source. The main findings are as follows: a) N content in the bean was raised by the application of N in the soil. The use of K increases the level of K in the bean. The level of total P and soluble P was not affected by P fertilization. No treatment affected the S level in the bean. The level of the elements analysed was not affected significantly by the organic matter applied to the soil. b) Fruits collected in treatments where N and K were used gave significantly lower quality beverage. The quality of beverage wasn't affected by the organic matter. c) It was found a negative and significant (1%) correlation between N level in the bean and quality of beverage (r = -0,642). For K the correlation was found to be r - -0,449, significant at 10% of probability. No similar correlation was found with respect to P.

Os autores estudam a influência do café Rio em ligas com cafés brasileiros de bebida Mole. Foram ensaiadas porcentagens crescentes de Café Rio: 0,0; 0,5; 1,0; 1,5; 2,0; 2,5; 3,0; 3,5; 4,0; 4,5; 5,0; 7,5; 10,0; 12,5; 15,0; 20,0; 25,0; 30,0; 35,0; 40,0; 50,0. Realizaram-se dois experimentos em blocos incompletos equilibrados, com t = 21 tratamentos (os mencionados acima), k = 3 parcelas por bloco, r = 10 repetições, b = 70 blocos, L = 1. Cada parcela era formada de 3 xícaras, de tipo padrão, sobre as quais cada degustador dava uma só opinião. Cada parcela era provada por 3 degustadores. Os dados coletados são, pois, 630 para cada ensaio (210 parcelas, 3 degustadores). Atribuia-se a cada parcela, para fins de análise estatística, a média das opiniões dos 3 degustadores. Os dois ensaios deram resultados bem concordantes, que levaram às seguintes conclusões: a) Faz-se necessária a transformação dos dados, pois as variâncias relativas aos diversos tratamentos são muito discrepantes. b) A transformação T = √ Y dá resultados satisfatórios. c) O café Rio prejudica sensivelmente a bebida do café Mole, para teores a partir de 2,0%. d) Para teores de 4,5% em diante a liga tem bebida Riada ou Rio. e) A regressão obtida não é estritamente linear, mas a linha reta da uma aproximação razoável. f) Consideradas as porcentagens de 0,0 a 10,0%,a equação de regressão para os dados transformados pela transformação T = √ Y é: T = 1,7045 - 0,127 X, onde X é a porcentagem de café Rio e T dá a bebida, na escala numérica adotada, transformada pela raíz quadrada. g) A equação de regressão para os tratamentos de 0,0 a 10,0% de cafe Rio é Y = 3,0997 - 0,3281 X, isto é, há uma queda de 0,3281 na escala numérica da bebida, para cada unidade de porcentagem de café Rio.

The authors study the influence of Rio coffee in mixture with Brasilian coffee of Soft taste. Increasing percentages of Rio coffee were tried: 0,0; 0,5; 1,0; 1,5; 2,0; 2,5; 3,0; 3,5; 4,0; 4,5; 5,0; 7,5; 10,0; 12,5; 15,0; 20,0;25,0; 30,0; 35,0; 40,0; 50,0. Two experiments were carried out, in a balanced incomplete block design, with t = 21 treatments (those just mentioned), k = 3 plots per block; r = 10 replications; b = 70 blocks, L = 1. Each plot had 3 standard cups, and was tasted by 3 tasters, who gave only one opinion for each plot. Data thus collected were, therefore, 630 for each experiment (210 plots x 3 tasters). But each trial had indeed only 210 plots, to every plot corresponding the average of 3 opinions. The experiments gave results in good agreement, which led to the following conclusions: a) Transformation of the data is necessary, since variances corresponding to different treatments are rather different. b) The square root transformation gave satisfactory results. c) Rio coffee injures a lot Soft coffee taste, for percentages from 2,0% upwards. d) For percentages of 4,5% and over the mixture has taste Rioy or Rio. e) The regression obtained is not strictly linear, but the straight line gives a reasonable approximation. f) Taken in account only percentages 0,0 through 10,0%, the regression equation is: T = 1,7045 - 0,1278 X, where X is the percentage of Rio coffee, and T gives the square root of the score corresponding to tasting categories. g) For treatments 0,0 through 10,0% the regression equation for the original data is: Y = 3,0997 - 0,3281 X, that is, there is a decrease of 0,3281 in the score corresponding to coffee taste for every unity of percentage of Rio coffee.

Os autores estudam a influência de grãos pretos em ligas com cafés brasileiros de bebida Mole. Foram ensaiadas porcentagens crescentes de grãos pretos: 0, 1, 2, 5, 10, 15, 20, 30, 40 e 50%. Realizaram-se dois ensaios de degustação em blocos incompletos equilibrados, com t = 10 tratamentos, k = 4 parcelas por bloco, r = 6 repetições, b = 15 blocos, X = 2. Cada parcela era formada por 3 xícaras de tipo padrão e foi provada por 3 degustadores, que davam sua opinião xícara por xícara. Os dados coletados são, pois, 1080, isto é, 540 para cada um dos dois ensaios. Mas cada ensaio tinha realmente apenas 60 parcelas, a cada uma das quais correspondia a média das 9 opiniões sôbre ela emitidas (3 degustadores x 3 xícaras). As bases deste método experimental são as expostas em FAIRBANKS BARBOSA e outros (1962), com as modificações indicadas. Os dois ensaios deram resultados bem concordantes, que levaram às seguintes conclusões: 1 - Os grãos pretos prejudicam sensìvelmente a bebida, e seu efeito é aproximadamente linear. 2 - Porcentagens de grãos pretos de 10% para cima causam prejuizo sensível. 3 - A equação de regressão é Y = 3,792 - 0,0379 X, onde X é a porcentagem de grãos pretos e Y é o número de pontos correspondentes à bebida.

The authors study the influence of black coffee beans in mixture with Brasilian coffee of soft taste. Increasing percentages of black beans were tried: 0, 1, 2, 5, 10, 15, 20, 30, 40 and 50%. Two experiments were carried out, in a balanced incomplete block design, with t = 10 treatments, k = 4 plots per block, r = 6 replications, b = 15 blocks, L = 2. Each plot had 3 standard cups and was tasted by 3 tasters, who gave their opinion for each cup. Data thus collected are, therefore, 1080 in number, that is, 540 for each of the two trials. But each trial had indeed only 60 plots, to every plot corresponding the average of 9 opinions (3 tasters x 3 cups). The experimental technique was that established by FAIRBANKS BARBOSA and others (1962), with the changes indicated. The experiments gave results in good agreement, which led to the following conclusions: Black coffee beans injure coffee taste, and their effect is approximately linear. Percentages of black beans from 10% upwards carry out a sensible injury to the tasting quality of coffee. The regression equation is: Y = 3.792 - 0.0379 X, where X is the percentage of black coffee beans, and Y is the score corresponding to tasting categories.

Êste trabalho estuda estatísticamente dados sôbre café rebeneficiado por cooperativas de cafeicultores do Estado de São Paulo. Seis cooperativas foram estudadas, com um total de 289 partidas de café. Em cada partida se determinou a média ponderada, do número de defeitos, antes e depois do rebeneficiamento. As raízes quadradas dos dados assim obtidos é que foram analisados. Melhoria estatisticamente significativa do tipo do café foi comprovada em tôdas as cooperativas, com uma única exceção, referente à Cooperativa da Média Sorocabana, onde a diminuição do número de defeitos não atingiu o nível de significância. Esta exceção da Cooperativa da Média Sorocabana provàvelmente se deve às seguintes razões: a) Apenas 7 partidas de café foram beneficiadas. b) A Cooperativa, ainda nova, não dispunha ainda de equipamento completo. Resultados excelentes foram obtidos, por exemplo, na Cooperativa dos Cafeicultores da Alta Mogiana, onde a diferênça observada foi significativa ao nível de 1% de probabilidade. As médias foram as seguintes: Média das raízes quadradas dos números de defeitos antes do rebeneficiamento = 7,81 ± 0,21. Média das raízes quadradas dos números de defeitos depois do rebeneficiamento = 3,53 ± 4,21. Estas médias correspondem a 61 defeitos para o café antes do rebeneficiamento, e 12 depois dêle.

This paper deals with the statistical analysis of data referring to raw coffee processed by cooperatives in the State of São Paulo, Brasil. Six cooperatives were studied, with a total 289 batches of coffee for all of them. For each batch the weighted average of defects was determined, before and after processing. The square roots of the data thus obtained were submitted to the technique of analysis of variance. Significant improvement in coffee type was proved in all cases, with only one exeption. The exception ocurred for the "Cooperativa da Média Sorocabana", where observed improvement was not statistically significant, this being probably due to tre following reasons: a) data of only 7 batches were available; b) the cooperative is new, and had not yet all the equipment needed. Excellent results were obtained, for example, in the "Cooperativa dos Cafeicultores da Alta Morgiana", were a difference significant at the 1% level of probability was observed, with the following means of square roots of defects and standard errors of the mean: Average number of defects before processing = 7.81 ±0.21. Average number of defects after processing = 3.53 ± 0.21. This mans that the average number of defects was lowered from aproximately 61, before processing, to 12, after processing.