Ativação plaquetária em formas clínicas distintas da doença arterial coronariana (papel da P-selectina e de outros marcadores nas anginas estável e instável)

OBJETIVO: Os marcadores da ativação plaquetária em geral se apresentam elevados na doença arterial coronariana. Desse modo, procuramos identificar a presença e as potenciais associações de diferentes marcadores da ativação plaquetária. MÉTODOS: Estudamos pacientes com angina instável (n=28), pacientes com angina estável (n=36) e pacientes sem doença arterial coronariana (n=30); sexo e idade foram estratificados. Os níveis sangüíneos da molécula de adesão P-selectina, do thromboxane B2 e de serotonina foram medidos por imunoensaios enzimáticos. RESULTADOS: Quando comparamos os grupos, os resultados foram: a P-selectina, o thromboxane B2 e os níveis do serotonina apresentaram-se significativamente mais elevados nos pacientes com angina instável do que nos pacientes com angina estável. CONCLUSÃO: Estes marcadores da ativação plaquetária podem, portanto, identificar formas instáveis de doença arterial coronariana.

Prevalência de Chlamydia Pneumoniae e Mycoplasma Pneumoniae em diferentes formas da doença coronariana

FUNDAMENTO: Vários agentes infecciosos foram investigados desde que se demonstrou a associação entre infecção e aterosclerose, porém os resultados desses estudos são conflitantes. OBJETIVO: Testar a associação entre títulos séricos de anticorpos anti-Chlamydia e anti-Mycoplasma em diferentes formas de síndromes coronarianas agudas (SCA). MÉTODOS: Cento e vinte e seis pacientes foram divididos em quatro grupos: SCA com elevação do segmento ST (32 pacientes), SCA sem elevação do segmento ST (30 pacientes), doença arterial coronariana crônica (30 pacientes) e doadores de sangue sem doença coronariana conhecida (34 pacientes - grupo-controle). Nos primeiros dois grupos, amostras de soro foram coletadas na admissão (primeiras 24 horas de hospitalização) e após 6 meses de seguimento. Nos outros dois grupos, colheu-se apenas uma amostra basal. Em todas as amostras, anticorpos IgG anti-Chlamydia e anti-Mycoplasma foram dosados por imunofluorescência indireta. RESULTADOS: Diferenças significativas foram observadas entre a medida basal e após 6 meses de seguimento nos pacientes com infarto do miocárdio com elevação do segmento ST, tanto para Chlamydia (650±115,7 vs. 307±47,5, p = 0,0001) quanto para Mycoplasma (36,5±5,0 vs. 21,5±3,5, p = 0,0004). Os grupos com SCA tiveram níveis séricos de anticorpos anti-Chlamydia e anti-Mycoplasma mais altos na dosagem basal, em relação aos pacientes com doença arterial coronariana crônica e grupo-controle, mas as diferenças obtidas não tiveram significância estatística. CONCLUSÃO: O presente estudo mostrou associação entre os títulos de anticorpos anti-Chlamydia e anti-Mycoplasma na fase aguda dos pacientes com angina instável ou infarto do miocárdio.

Formas graves de retinopatia predizem aterosclerose subclínica em indivíduos com diabetes tipo 1

FUNDAMENTO: Em pacientes com diabetes tipo 2, a presença de retinopatia está associada a doença cardiovascular aumentada, independentemente dos fatores de risco conhecidos para a doença vascular. OBJETIVO: Investigar a associação da retinopatia diabética (RD) e seus graus com a presença de aterosclerose coronariana subclínica em pacientes com diabetes tipo 1. MÉTODOS: Um estudo transversal foi conduzido com 150 pacientes com diabetes tipo 1, assintomáticos para doença arterial coronariana. Foram submetidos à avaliação clínica para verificar complicações microvasculares e avaliação para a presença de calcificação arterial coronariana (CAC). RESULTADOS: Formas graves de RD (RD grave não proliferativa - RDNP - e RD proliferativa - RDP) foram associadas à CAC (RC: 3,98; IC de 95%; 1,13-13,9, p = 0,03), de maneira independente dos fatores de risco conhecidos para a doença cardiovascular (idade, A1C, hipertensão, dislipidemia e sexo masculino). CONCLUSÃO: Os pacientes com formas graves de RD estão em risco de presença de doença arterial coronariana, de maneira independente dos tradicionais fatores de risco cardiovascular.

Procedimentos Minimamente Invasivos ? Formas Direta e Videoassistida no Tratamento das Cardiopatias

Fundamento: Procedimentos cardiovasculares minimamente invasivos têm sido progressivamente empregados no tratamento das cardiopatias. Objetivo: Descrever as técnicas e os resultados imediatos dos procedimentos minimamente invasivos ao longo de uma experiência de 5 anos. Métodos: Estudo unicêntrico, descritivo e prospectivo, com abordagem quantitativa, no qual 102 pacientes foram submetidos a procedimentos minimamente invasivos de forma direta e de forma videoassistida. Foram avaliadas variáveis clínicas, operatórias e evolução imediata dos pacientes operados. Resultados: Quatorze pacientes foram submetidos a procedimentos minimamente invasivos diretos e 88 a videoassistidos. Entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos diretos, 13 tinham cardiopatia valvar aórtica. Entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos videoassistidos, 43 tinham cardiopatia valvar mitral, 41 defeito do septo interatrial e quatro tumores. Entre os portadores de cardiopatia valvar mitral, foram realizadas 26 trocas e 17 reconstruções valvares. As médias de tempo de clampeamento aórtico, de extracorpórea e do procedimento foram, respectivamente, 91,6 ± 21,8, 112,7 ± 27,9 e 247,1 ± 20,3 minutos entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos diretos. Já entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos videoassistidos, foram 71,6 ± 29, 99,7 ± 32,6 e 226,1 ± 42,7 minutos, respectivamente. Considerando os tempos de terapia intensiva e de internamento, foram 41,1 ± 14,7 horas e 4,6 ± 2 dias entre os submetidos a procedimentos minimamente invasivos diretos e 36,8 ± 16,3 horas e 4,3 ± 1,9 dias entre os videoassistidos. Conclusão: Procedimentos minimamente invasivos foram empregados de duas formas - direta e videoassistida - com segurança no tratamento das cardiopatias valvares, do defeito do septo interatrial e das neoplasias do coração. Constatamos tempos maiores das variáveis operatórias nesses procedimentos. Contudo, a recuperação na fase hospitalar foi rápida, independentemente do acesso e da doença tratada.

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.

Contribuições à teoria da genética em populações

1) O equilíbrio em populações, inicialmente compostas de vários genotipos depende essencialmente de três fatores: a modalidade de reprodução e a relativa viabilidade e fertilidade dos genotipos, e as freqüências iniciais. 2) Temos que distinguir a) reprodução por cruzamento livre quando qualquer indivíduo da população pode ser cruzado com qualquer outro; b) reprodução por autofecundação, quando cada indivíduo é reproduzido por uma autofecundação; c) finalmente a reprodução mista, isto é, os casos intermediários onde os indivíduos são em parte cruzados, em parte autofecundados. 3) Populações heterozigotas para um par de gens e sem seleção. Em populações com reprodução cruzada se estabelece na primeira geração um equilíbrio entre os três genotipos, segundo a chamada regra de Hardy- Weinberg. Inicial : AA/u + Aa/v aa/u = 1 Equilibirio (u + v/2)² + u + v/2 ( w + v/2) + (w + v/2)² = p2 + 2 p o. q o. + q²o = 1 Em populações com autofecundação o equilíbrio será atingido quando estiverem presentes apenas os dois homozigotos, e uma fórmula é dada que permite calcular quantas gerações são necessárias para atingir aproximadamente este resultado. Finalmente, em populações com reprodução mista, obtemos um equilíbrio com valores intermediários, conforme Quadro 1. Frequência Genotipo Inicial mº Geração Final AA u u + 2m-1v / 2m+1 u + 1/2v Aa v 2/ 2m+2 v - aa w w + 2m - 1/ 2m + 1 v w + 1/2 v 4) Os índices de sobrevivencia. Para poder chegar a fórmulas matemáticas simples, é necessário introduzir índices de sobrevivência para medir a viabilidade e fertilidade dos homozigotos, em relação à sobrevivência dos heterozigotos. Designamos a sobrevivência absoluta de cada um dos três genotipos com x, y e z, e teremos então: x [ A A] : y [ Aa] : z [ aa] = x/y [ A A] : [ Aa] : z/ y [aa] = R A [ AA] : 1 [Aa] : Ra [aa] É evidente que os índices R poderão ter qualquer valor desde zero, quando haverá uma eliminação completa dos homozigotos, até infinito quando os heterozigotos serão completamente eliminados. Os termos (1 -K) de Haldane e (1 -S) ou W de Wright não têm esta propriedade matemática, podendo variar apenas entre zero e um. É ainda necessário distinguir índices parciais, de acordo com a marcha da eliminação nas diferentes fases da ontogenia dos indivíduos. Teremos que distinguir em primeiro lugar entre a eliminação durante a fase vegetativa e a eliminação na fase reprodutiva. Estas duas componentes são ligadas pela relação matemática. R - RV . RR 5) Populações com reprodução cruzada e eliminação. - Considerações gerais. a) O equilibrio final, independente da freqüência inicial dos genes e dos genotipos para valores da sobrevivência diferentes de um, é atingido quando os gens e os genotipos estão presentes nas proporções seguintes: (Quadro 2). po / qo = 1- ro / 1-Ra [AA] (1 - Ro)² . Rav [ Aa] = 2(1 - Ra) ( 1 - Ra) [a a} = ( 1 - Ra)² . RaA b) Fórmulas foram dadas que permitem calcular as freqüências dos genotipos em qualquer geração das populações. Não foi tentado obter fórmulas gerais, por processos de integração, pois trata-se de um processo descontínuo, com saltos de uma e outra geração, e de duração curta. 6) Populações com reprodução cruzada e eliminação. Podemos distinguir os seguintes casos: a) Heterosis - (Quadro 3 e Fig. 1). Ra < 1; Ra < 1 Inicial : Final : p (A)/q(a) -> 1-ra/1-ra = positivo/zero = infinito Os dois gens e assim os três genotipos zigóticos permanecem na população. Quando as freqüências iniciais forem maiores do que as do equilíbrio elas serão diminuidas, e quando forem menores, serão aumentadas. b) Gens recessivos letais ou semiletais. (Quadro 1 e Fig. 2). O equilíbrio será atingido quando o gen, que causa a redução da viabilidade dos homozigotos, fôr eliminado da população. . / c) Gens parcialmente dominantes semiletais. (Quadro 5 e Fig. 3). Rª ; Oz Ra < 1 Inicial : Equilibrio biológico Equilíbrio Matemático pa(A)/q(a) -> positivo /zero -> 1- Rq/ 1-Ra = positivo/negativo d) Genes incompatíveis. Ra > 1 ; Ra > 1; Ra > Ra Equílibrio/biológico p (A)/ q(a) -> positivo/zero Equilibrio matemático -> positivo/ zero -> zero/negativo -> 1-Ra/1 - Ra = negativo/negativo Nestes dois casos devemos distinguir entre o significado matemático e biológico. A marcha da eliminação não pode chegar até o equilíbrio matemático quando um dos gens alcança antes a freqüência zero, isto é, desaparece. Nos três casos teremos sempre uma eliminação relativamente rápida de um dos gens «e com isso do homozigoto respectivo e dos heterozigotòs. e) Foram discutidos mais dois casos especiais: eliminação reprodutiva diferencial dos dois valores do sexo feminino e masculino, -e gens para competição gametofítica. (Quadros 6 e 7 e Figs. 4 a 6). 7) População com autofecundação e seleção. O equilíbrio será atingido quando os genotipos estiverem presentes nas seguintes proporções: (Quadro 8); [AA] ( 0,5 - Ra). R AV [Aa] = 4. ( 0,5 - Ra) . (0.5 -R A) [aa] ( 0,5 - R A) . Rav Também foram dadas fórmulas que permitem calcular as proporções genotípicas em cada geração e a marcha geral da eliminação dos genotipos. 8)Casos especiais. Podemos notar que o termo (0,5 -R) nas fórmulas para as populações autofecundadas ocupa mais ou menos a mesma importância do que o termo (1-R) nas fórmulas para as populações cruzadas. a) Heterosis. (Quadro 9 e Fig. 7). Quando RA e Ra têm valores entre 0 e 0,5, obtemos o seguinte resultado: No equilíbrio ambos os gens estão presentes e os três heterozigotos são mais freqüentes do que os homozigotos. b) Em todos os demais casos, quando RA e Ra forem iguais ou maiores do que 0,5, o equilíbrio é atingido quando estão representados na população apenas os homozigotos mais viáveis e férteis. (Quadro 10). 9) Foram discutidos os efeitos de alterações dos valores da sobrevivência (Fig. 9), do modo de reprodução (Fig. 10) e das freqüências iniciais dos gens (Fig. 8). 10) Algumas aplicações à genética aplicada. Depois de uma discussão mais geral, dois problemas principais foram tratados: a) A homogeneização: Ficou demonstrado que a reprodução por cruzamento livre representa um mecanismo muito ineficiente, e que se deve empregar sempre ou a autofecundação ou pelo menos uma reprodução mista com a maior freqüência possível de acasalamentos consanguíneos. Fórmulas e dados (Quadro 11 e 12), permitem a determinação do número de gerações necessárias para obter um grau razoável de homozigotia- b) Heterosis. Existem dois processos, para a obtenção de um alto grau de heterozigotia e com isso de heterosis: a) O método clássico do "inbreeding and outbreeding". b) O método novo das populações balançadas, baseado na combinação de gens que quando homozigotos dão urna menor sobrevivência do que quando heterozigotos. 11) Algumas considerações sobre a teoria de evolução: a) Heterosis. Os gens com efeito "heterótico", isto é, nos casos onde os heterozigotos s mais viáveis e férteis, do que os homozigotos, oferecem um mecanismo especial de evolução, pois nestes casos a freqüência dos gens, apesar de seu efeito negativo na fase homozigota, tem a sua freqüência aumentada até que seja atingido o valor do equilíbrio. b) Gens letais e semiletais recessivos. Foi demonstrado que estes gens devem ser eliminados automáticamente das populações. Porém, ao contrário do esperado, não s raros por exemplo em milho e em Drosophila, gens que até hoje foram classificados nesta categoria. Assim, um estudo detalhado torna-se necessário para resolver se os heterozigotos em muitos destes casos não serão de maior sobrevivência do que ambos os homozigotos, isto é, que se trata realmente de genes heteróticos. c) Gens semiletais parcialmente dominantes. Estes gens serão sempre eliminados nas populações, e de fato eles são encontrados apenas raramente. d) Gens incompatíveis. São também geralmente eliminados das populações. Apenas em casos especiais eles podem ter importância na evolução, representando um mecanismo de isolamento.

Formas de ocorrência do fósforo no solo latosólico roxo

O presente trabalho apresenta os resultados obtidos sôbre um estudo de fracionamento do fósforo em oito amostras constituidas do horizonte Ap de solo latosólico roxo do Estado de São Paulo e do Paraná. Nessas amostras procederam-se as determinações do fósforo solúvel em água e fração fracamente ligada aos colóides, extraídos com solução de cloreto de amônio 0,5 N; fósforo ligado ao alumínio, extraido com solução 0,5 N de fluoreto de amônio com pH = 8,5; fósforo ligado ao ferro, extraído com solução 0,1 N de NaOH; fósforo ligado ao cálcio, extraido com solução 0,5 N de ácido sulfúrico; fósforo ocluido nas formas de fosfatos de ferro e de alumínio. Além disso foram determinados o fósforo orgânico e o fósforo total. Os dados obtidos evidenciaram que os solos estudados apresentaram uma quantidade razoável, 45,3 a 162,5 ppra, de fósforo ligado ao cálcio, o que é explicável tendo em vista o teor de cálcio trocável nas amostras, que variou de 7,71 a 19,40 e.mg por 100 g de solo, e o pH que variou de 6,30 a 7,50. 0 teor de fósforo ligado ao alumínio variou de 35,0 a 265,7 ppm de P; o de fósforo ligado ao ferro, de 74,2 a 144,9 ppm de P; e o de fósforo ocluido de 470,8 a 850,8 ppm de P. O teor de fósforo orgânico e o total variaram, respectivamente, de 347,2 a 511,0 e de 741,0 a 1493,0 ppm de P.

Disponibilidade de fósforo e correlações entre formas e quantidades absorvidas pelo feijoeiro (Phaseolus vulgaris L.) em solos do estado de São Paulo

Procurou-se, em casa de vegetação, com o feijoeiro (Phaseolus vulgaris L.) respostas a quatro níveis de fósforo aplicado em cinco solos do Estado de São Paulo, a saber: Areia Quartzosa, ordem Entissol; Podzólico Vermelho Amarelo (2), ordem Ultissol; Latossolo Roxo, ordem Oxissol e Terra Roxa Estruturada, ordem Alfissol. Fizeram-se as correlações pertinentes e as seguintes conclusões foram tiradas: 1. Houve resposta significativa ao fósforo adicionado aos solos; 2. A utilização efetiva do fósforo pela leguminosa foi baixa; 3. As melhores correlações correlações do P solúvel com a matéria vegetal seca (MVA) e o P total na MVS foram obtidas com os extratores H2SO4 0,05 N (método do IAC) e H2SO4 0,025 N + HCl 0,05 N (método de Mehlich (r=0,94**), e 4. Os dois extratores usados para o P orgânico deram correlações similares com a MVS e o P total nesta MVS (r=0,69**).

Influência da aplicação parcelada do Ca(OH)2 e do fósforo na produção de matéria seca do sorgo (Sorghum bicolor L. Moench) e nas principais formas de fósforo do solo

Empregando-se o sorgo (Sorghum bicolor L. Moench), c.v. Brandes como planta teste e um solo Podzólico Vermelho-Amarelo da zona de Capão Bonito, ordem Oxissol, São Paulo, foi conduzido o presente trabalho experimental em vasos com capacidade para três quilos de TFSA instalados na casa de vegetação do Departamento de Solos, Geologia e Fertilizantes da Escola Superior de Agricultura "Luiz de Queiroz", USP, de setembro de 1983 até fevereiro de 1984, período em que predominaram altas temperaturas. Calagem feita parceladamente e aplicação parcelada do fertilizante fosfatado em doses diferentes foram testados, na segunda cultura do sorgo, após a qual, a matéria seca foi colhida e analisada. Amostras de solo foram retiradas para as determinações do fósforo ligado ao cálcio, ferro e ao alumínio. De acordo com as condições nas quais executou-se o experimento e com os resultados obtidos, chegou-se às seguintes conclusões: a. Há um melhor aproveitamento do fertilizante fosfatado, pela segunda cultura do sorgo, quando este foi aplicado parceladamente. b. A calagem permite um melhor desenvolvimento da planta, mas este desenvolvimento é bem melhor quando o fertilizante fosfatado ê fornecido. c. Não existe uma liberação do fósforo ligado ao ferro com a aplicação da calagem. d. Ofosfato de cálcio sofre um acréscimo na sua concentração devido à calagem, o que é acentuado com as doses de fósforo. e. A concentração do fósforo ligado ao cálcio e ao alumínio encontra-se inversamente relacionado com o fósforo ligado ao ferro e com a produção de matéria seca na segunda cultura do sorgo.

Extração de várias formas de fósforo em alguns solos do estado de São Paulo, utilizando vários métodos químicos

Vários métodos de extração para o P solúvel, o P orgânico e o P total foram comparados em 5 (cinco) solos do Estado de São Paulo, que são: a) areia quartzosa (Entissol); b) podzolisado vermelho amarelo, variação Lara (Ultissol); c) latossol vermelho (Oxissol); d) podzolisado vermelho amarelo, variação Piracicaba (Ultissol); e) terra Roxa Estruturada (Alfissol). De acordo com os dados, as seguintes conclusões foram tiradas: 1. Os melhores extratores para o P solúvel foram H2SO4 0,05 N (método -IAC) e H2SO4 0,025 N + HC1 0,05 N (método Mehlich). 2. Para remover e medir o P orgânico, os extratores foram equivalentes. 3. 0 método químico de Sommers e Nelson e aquele de Jackson foram os melhores para o P total no solo.

Determinação das várias formas de fósforo em tortas de filtro rotativo

São descritos métodos analíticos visando a determinação das várias frações de fósforo presente em tortas de filtro rotativo. Essas frações podem ser classificadas de acordo com a sua solubilidade em diversos extratores, a saber: água, solução de ácído cítrico a 2%, solução neutra de citrato de amônio, solução de ácido sulfúrico 0,5 N. Também é apresentada a descrição da metodologia necessária para a determinação do teor total de fósforo por via seca e para a determinação de fósforo orgânico . Todas as determinações foram feitas por métodos colorimétricos, adaptando-se os reativos de acordo com a sensibilidade desejada. A forma predominante foi a inorgânica, com os teores variando de 2,3 a 0,8% dependendo da origem e período da safra. Conclui-se que o melhor procedimento é a análise da torta na sua condição natural (úmida) com o fósforo sendo extraído com solução de ácido cítrico a 2%.