Validação de um escore para predição de eventos hemorrágicos em síndromes coronarianas agudas

FUNDAMENTO: Sangramento é uma complicação grave em pacientes tratados para síndromes coronarianas agudas (SCA) com antitrombóticos e terapias invasivas. Consequentemente, o benefício dessas terapias deve ser analisado contra os potenciais riscos de complicações hemorrágicas. Desta forma, a determinação de um escore para estimar o risco individual de sangramento pode representar uma importante ferramenta na tomada de decisões clínicas. OBJETIVO: Criar e validar um escore de risco de sangramento para pacientes com SCA. MÉTODOS: Foram utilizados preditores independentes de sangramento relatados pelo Registro GRACE. Variáveis com odds ratio (OR) > 2,5 nesse Registro somaram 3 pontos (histórico anterior de sangramento), OR=1,5-2,4 somaram 2 pontos (clearance de creatinina< 30 ml/min, sexo feminino) e aquelas com OR < 1,5 somaram 1 ponto (clearance entre 30 e 60 ml/min, a cada 10 anos de idade > 30, infra ou supra-desnivelamento do segmento ST, doença arterial periférica e fumo). O escore foi validado em uma coorte de 383 indivíduos com SCA. Sangramento hospitalar foi definido como queda de hematócrito > 10%, transfusão de sangue > 2 unidades, sangramento intracerebral ou sangramento fatal. RESULTADOS: A incidência de eventos hemorrágicos foi de 3,1% e a estatística-C do escore foi 0,66 (IC95% = 0,52-0,80), indicando capacidade preditiva para esses eventos. Aqueles com escore > 7 apresentaram 6% de incidência de sangramento, comparados com 1,9% se o escore era < 7 (RR=3,2; IC95%=1,04-9,9; p=0,03). Houve uma interação entre um escore > 7 e um maior risco imposto pelo tratamento com Clopidogrel (p=0,02), bloqueadores IIb/IIIa (p=0,06) e revascularização cirúrgica (p < 0,001). CONCLUSÃO: O escore discrimina o risco de sangramento e é potencialmente útil na tomada de decisão clínica em SCA.

Prevalência de fatores de risco cardiovascular em idosos usuários do Sistema Único de Saúde de Goiânia

FUNDAMENTO: Os fatores de risco cardiovascular (FRCV) apresentam alta prevalência e causam impacto na morbimortalidade de idosos, porém, essa questão ainda se mostra desconhecida entre idosos usuários do Sistema Único de Saúde. OBJETIVO: Investigar a prevalência de FRCV em idosos usuários da atenção básica do Sistema Único de Saúde (SUS) em Goiânia - Goiás. MÉTODOS: Estudo transversal com amostragem em múltiplos estágios, realizado por meio de inquérito domiciliar com 418 idosos acima de 60 anos, usuários do SUS da atenção básica de Goiânia. Foram coletados dados socioeconômicos, demográficos, estilo de vida, peso, altura, circunferência da cintura, pressão arterial e uso de medicamentos. Os FRCV investigados foram: hipertensão arterial, diabete melito, obesidade total, obesidade central, dislipidemias, tabagismo, sedentarismo e consumo de bebida alcoólica. Utilizou-se o teste do Qui-quadrado para análises das associações, com significância de 5%. RESULTADOS: As prevalências dos FRCV foram: 80,4% de hipertensão arterial; 83,3% de obesidade central; 59,8% de sedentarismo; 32,2% de obesidade total; 23,4% de dislipidemias; 19,1% de diabete melito; 10,0% de tabagismo e 5,9% de consumo de bebida alcoólica. Quanto à simultaneidade, 2,4% dos idosos não apresentaram FRCV. A simultaneidade de dois ou mais FRCV ocorreu em 87,3% dos idosos e mostra-se com maior frequência entre as mulheres. CONCLUSÃO: Os FRCV ocorrem de maneira simultânea em mais da metade dos idosos, e os mais prevalentes foram: hipertensão arterial, obesidade central e sedentarismo. É preciso intensificar as estratégias de promoção da saúde e prevenção de agravos cardiovasculares em idosos usuários da atenção básica do SUS de Goiânia, principalmente entre aqueles com simultaneidade de FRCV.

Intervenção coronariana percutânea no Brasil: resultados do Sistema Único de Saúde

FUNDAMENTO: O Sistema Único de Saúde (SUS) realiza aproximadamente 80% das intervenções coronarianas percutâneas (ICP) no Brasil. O conhecimento desses dados permitirá planejar adequadamente o tratamento da doença arterial coronariana (DAC). OBJETIVO: Analisar e discutir os resultados das ICP realizadas pelo SUS. MÉTODOS: Foram avaliados os dados do SIH/DATASUS disponibilizados para consulta pública. RESULTADOS: Entre os anos de 2005 a 2008 foram realizados 166.514 procedimentos em 180 hospitais. A mortalidade hospitalar média foi de 2,33%, variando de 0% a 11,35%, sendo mais baixa no Sudeste, 2,03% e mais alta na região Norte, 3,64% (p < 0,001). A mortalidade foi de 2,33% nos 45 (25%) hospitais de maior volume, responsáveis por 101.218 (60,8%) das ICP, 2,29% nos 90 (50%) de médio volume com 50.067 (34,9%) ICP e 2,52% nos 45 (25%) de pequeno volume com 7.229 (4,3%) ICP (p > 0,05). A mortalidade foi maior no gênero feminino (p < 0,0001), e nas idades > 65 a (p < 0,001). No diagnóstico de angina (79.324, 47,64%) a mortalidade foi de 1,03% e no de IAM (33.286, 32,30%) 6,35% (p < 0,0000001). No implante único de stent, o mais frequente (102.165, 61,36%), a mortalidade foi de 1,20%, e na ICP primária (27.125, 16,29%), 6,96%. CONCLUSÃO: Embora crescente, ainda é baixo o número de ICP no país. Os hospitais de grande volume, em menor número, foram responsáveis pela maior parte dos procedimentos. O implante único de stent por internação foi o procedimento reportado mais empregado. As mortalidades tiveram grande variabilidade entre os hospitais. A ICP primária foi a responsável pela maior taxa de mortalidade.

Ponto ótimo cardiorrespiratório: uma variável submáxima do teste cardiopulmonar de exercício

FUNDAMENTO: No Teste Cardiopulmonar de Exercício (TCPE) máximo são analisadas diversas variáveis ventilatórias, incluindo o equivalente ventilatório de oxigênio (VE/VO2). O valor mínimo do VE/VO2 reflete a melhor integração entre os sistemas respiratório e cardiovascular, podendo ser denominado Ponto Ótimo Cardiorrespiratório (POC). OBJETIVO: Determinar o comportamento do POC em função do gênero e da idade em adultos saudáveis e verificar a associação com outras variáveis do TCPE. MÉTODOS: De 2.237 indivíduos, foram selecionados 624 (62% homens e 48 ± 12 anos de idade), não atletas, saudáveis, submetidos ao TCPE máximo. O POC ou VE/VO2 mínimo foi obtido a partir da análise da ventilação e do consumo de oxigênio em cada minuto do TCPE. Foi verificada a relação entre idade e POC para os dois gêneros, assim como as associações com: VO2máx, VO2 no limiar anaeróbico (VO2LA), eficiência da inclinação de consumo de oxigênio (OUES) e com VE máxima. Comparou-se ainda a intensidade do esforço (MET) no POC, LA e VO2máx. RESULTADOS: O POC aumenta com a idade, sendo 23,2 ± 4,48 e 25,0 ± 5,14, respectivamente, em homens e mulheres (p < 0,001). Há associações moderadas e inversas com VO2máx (r = -0,47; p < 0,001), com VO2LA (r = -0,42; p < 0,001) e com o OUES (r = -0,34; p < 0,001). O POC ocorreu, em média, a (44% do VO2máx) e antes do LA (67% do VO2máx) (p < 0,001). CONCLUSÃO: POC, uma variável submáxima, aumenta com a idade e é discretamente mais alto em mulheres. Sendo modestamente associado a outras medidas ventilatórias, parece haver uma contribuição independente na interpretação da resposta cardiorrespiratória ao TCPE.

Resultados da correção simplificada com enxerto único no defeito septal atrioventricular completo

FUNDAMENTO: Desde que Wilcox, em 1997, descreveu uma forma simplificada de correção do Defeito Septal Atrioventricular (DSAV) com enxerto único, diversos estudos têm sido realizados comparando-a à técnica com duplo enxerto. OBJETIVO: Relatar os resultados em médio e longo prazos da correção de DSAV completo pela técnica simplificada de enxerto único. MÉTODOS: Estudo retrospectivo de 16 casos consecutivos arrolados entre janeiro de 2001 e dezembro de 2011. A idade média foi 18,31 ± 34,19 meses (2 meses - 11 anos) e o peso 7,80 ± 6,12 Kg (3,77 - 25,0 Kg); 6 pacientes eram do sexo masculino e 14 eram portadores de Síndrome de Down. O tempo de seguimento médio foi de 54,97 ± 47,79 meses. RESULTADOS: O tempo médio de circulação extracorpórea foi 74,63 ± 18,48 min (49 - 112 min) e o de pinçamento aórtico, de 46,44 ± 11,89 min (34 - 67 min). Foram observados dois óbitos hospitalares (12,5%), ambos por causa cardiovascular. Três pacientes foram reoperados por regurgitação da valva atrioventricular (VA) esquerda e dois apresentaram bloqueio atrioventricular (BAV) completo com necessidade de implante de marca-passo definitivo. Não houve nenhum caso de obstrução da via de saída do ventrículo esquerdo. Os 14 pacientes sobreviventes permanecem assintomáticos, 10 deles com insuficiência da valva VA esquerda leve (71,42%). CONCLUSÃO: A técnica simplificada com enxerto único para correção de DSAV completo mostrou-se factível, associada à correção adequada dos defeitos e à favorável evolução clínica e ecocardiográfica nos 57,97 meses de seguimento médio avaliados.

A ecocardiografia no laboratorio cardiovascular: um guia para a pesquisa com animais

A exequibilidade e o potencial para investigar o coração, sob o ponto de vista morfológico e hemodinâmico, vêm aumentando a aplicação da ecocardiografia na pesquisa. Além disso, o desenvolvimento de novas tecnologias, tais como a ecocardiografia tridimensional em tempo real e o speckle tracking, requerem validação por meio de estudos experimentais antes de serem instituídas no cenário clínico. O presente artigo objetiva fornecer informações acerca das particularidades do estudo ecocardiográfico nos mamíferos quadrúpedes, com vistas à pesquisa experimental.

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.

Uma nova modalidade de sexo-determinação no grilo sul-americano eneoptera surinamensis

The male of Eneoptera surinamensis (Orthoptera-Eneopteridae) is provided with 9 chromosomes, that is, with 3 pairs of autosomes and 3 sex chromosomes. Spermatogonia. - The autosomes of the spermatogonia are of the same size and U-shaped. One of the sex chromosomes approximately equalling the autosomes in size is telocentric, while the other two are much larger and V-shaped. One of the latter is smaller than the other. The sex chromosomes as showed in Figs. 1 and 2 are designated by X, Yl and Y2, X being the larger V, Yl the smaller one and Y2 the rod-shaped. Primary spermatocytes. - Before the growth period of the spermatocytes all the three sex chromosomes are visible in a state of strong heteropycnosis. X is remarkable in this stage in having two long arms well separated by a wide commissural segment. (Figs. 4, 5 and 6). During the growth period Y2 disappears, while X and Yl remain in a condensed form until metaphase. These may be separated from one another or united in the most varied and irregular manner. (Fig. 7 to 12). In the latter case the segments in contact seem to be always different so that we cannot recognize any homology of parts in the sense os genetics. At diplotene Y2 reappears together with the autosomal tetrads. X and Yl may again be seen as separate or united elements. (Figs. 13 and 14). At later diakinesis and metaphase the three sex chromosomes are always independent from each other, Y2 being typically rod-shaped, X and Yl V-shaped, X being a little larger than Yl. (Fig. 15 to 18). At metaphase the three condensed tetrads go to the equatorial plane, while the sex chromosomes occupy any position at both sides of this plane. In almost all figures which could be perfectly analysed X appeared at one side of the autosomal plate an Yl together with Y2 far apart at the other side. (Figs. 16 and 18). Only a few exception have been found. (Figs. 17 and 19). At anaphase X goes in precession to one pole, Yl and Y2 to the other (Figs. 20 and 21). As it is suggested by the few figures in which a localization of the sex chromosomes different from the normal has been observed, the possibility of other types of segregation of these elements cannot be entirely precluded. But, if this does happen, the resulting gametes should be inviable or give inviable zygotes. Early in anaphase autosomes and sex chromosomes divide longitudinally, being maintained united only by the kinetochore. (Figs. 20 and 21). At metaphase the three sex chromosomes seem to show no special repulsion against each other, X being found in the proximity of Yl or Y2 indifferently. At anaphase, however, the evidences in hand point to a stronger repulsion between X on the one side and both Ys on the other, so that in spite of the mutual repulsion of the latter they finish by going to the same pole. Secondary spermatocytes. - At telophase of the primary spermatocytes all the chromosomes enter into distension without disappearing of view. A nuclear membrane is formed around the chromosomes. All the chromosomes excepting Y2 which has two arms, are four-branched. (Fig. 22). Soon the chromosomes enter again into contraction giving rise to the secondary metaphase plate. Secondary spermatocytes provided as expected with four and five chromosomes are abundantly found. (Figs. 23 and 24). In the former all chromosomes are X-shaped while in the latter there is one which is V-shaped. This is the rod- shaped Y2. In the anaphase of the spermatocytes with four chromosomes all the chromosomes are V-shaped, one of them (X) being much larger than the others. In those with five there is one rod-shaped chromosome (Y2). (Fig. 25), Spermatids. Two classes of spermatids are produced, one with X and other with Yl and Y2. All the autosomes as well as Y2 soon enter into solution, X remaining visible for long time in one class and Yl in the other. (Figs. 26 and 27). Since both are very alike at this stage, one cannot distinguish the two classes of spermatids. Somatic chromosomes in the famale. - In the follicular cells of the ovary 8 chromosomes were found, two of which are much larger than the rest. (Figs. 29 and 30). These are considered as being sex chromosomes. CONCLUSION: Eneoptera surinamensis has a new type of sex-determining mechanism, the male being X Yl Y2 and the female XX. The sex chromosomes segregate without entering into contact at metaphase or forming group. After a review of the other known cases of complex sex chromosome mechanism the author held that Eneoptera is the unique representative of a true determinate segregation of sex chromosomes. Y2 behaving as sex chromosome and as autosome is considered as representing an intermediary state of the evolution of the sex chromosomes.

A determinação dos números de indivíduos mínimos necessários na experimentação genética

The main object of the present paper consists in giving formulas and methods which enable us to determine the minimum number of repetitions or of individuals necessary to garantee some extent the success of an experiment. The theoretical basis of all processes consists essentially in the following. Knowing the frequency of the desired p and of the non desired ovents q we may calculate the frequency of all possi- ble combinations, to be expected in n repetitions, by expanding the binomium (p-+q)n. Determining which of these combinations we want to avoid we calculate their total frequency, selecting the value of the exponent n of the binomium in such a way that this total frequency is equal or smaller than the accepted limit of precision n/pª{ 1/n1 (q/p)n + 1/(n-1)| (q/p)n-1 + 1/ 2!(n-2)| (q/p)n-2 + 1/3(n-3) (q/p)n-3... < Plim - -(1b) There does not exist an absolute limit of precision since its value depends not only upon psychological factors in our judgement, but is at the same sime a function of the number of repetitions For this reasen y have proposed (1,56) two relative values, one equal to 1-5n as the lowest value of probability and the other equal to 1-10n as the highest value of improbability, leaving between them what may be called the "region of doubt However these formulas cannot be applied in our case since this number n is just the unknown quantity. Thus we have to use, instead of the more exact values of these two formulas, the conventional limits of P.lim equal to 0,05 (Precision 5%), equal to 0,01 (Precision 1%, and to 0,001 (Precision P, 1%). The binominal formula as explained above (cf. formula 1, pg. 85), however is of rather limited applicability owing to the excessive calculus necessary, and we have thus to procure approximations as substitutes. We may use, without loss of precision, the following approximations: a) The normal or Gaussean distribution when the expected frequency p has any value between 0,1 and 0,9, and when n is at least superior to ten. b) The Poisson distribution when the expected frequecy p is smaller than 0,1. Tables V to VII show for some special cases that these approximations are very satisfactory. The praticai solution of the following problems, stated in the introduction can now be given: A) What is the minimum number of repititions necessary in order to avoid that any one of a treatments, varieties etc. may be accidentally always the best, on the best and second best, or the first, second, and third best or finally one of the n beat treatments, varieties etc. Using the first term of the binomium, we have the following equation for n: n = log Riim / log (m:) = log Riim / log.m - log a --------------(5) B) What is the minimun number of individuals necessary in 01der that a ceratin type, expected with the frequency p, may appaer at least in one, two, three or a=m+1 individuals. 1) For p between 0,1 and 0,9 and using the Gaussean approximation we have: on - ó. p (1-p) n - a -1.m b= δ. 1-p /p e c = m/p } -------------------(7) n = b + b² + 4 c/ 2 n´ = 1/p n cor = n + n' ---------- (8) We have to use the correction n' when p has a value between 0,25 and 0,75. The greek letters delta represents in the present esse the unilateral limits of the Gaussean distribution for the three conventional limits of precision : 1,64; 2,33; and 3,09 respectively. h we are only interested in having at least one individual, and m becomes equal to zero, the formula reduces to : c= m/p o para a = 1 a = { b + b²}² = b² = δ2 1- p /p }-----------------(9) n = 1/p n (cor) = n + n´ 2) If p is smaller than 0,1 we may use table 1 in order to find the mean m of a Poisson distribution and determine. n = m: p C) Which is the minimun number of individuals necessary for distinguishing two frequencies p1 and p2? 1) When pl and p2 are values between 0,1 and 0,9 we have: n = { δ p1 ( 1-pi) + p2) / p2 (1 - p2) n= 1/p1-p2 }------------ (13) n (cor) We have again to use the unilateral limits of the Gaussean distribution. The correction n' should be used if at least one of the valors pl or p2 has a value between 0,25 and 0,75. A more complicated formula may be used in cases where whe want to increase the precision : n (p1 - p2) δ { p1 (1- p2 ) / n= m δ = δ p1 ( 1 - p1) + p2 ( 1 - p2) c= m / p1 - p2 n = { b2 + 4 4 c }2 }--------- (14) n = 1/ p1 - p2 2) When both pl and p2 are smaller than 0,1 we determine the quocient (pl-r-p2) and procure the corresponding number m2 of a Poisson distribution in table 2. The value n is found by the equation : n = mg /p2 ------------- (15) D) What is the minimun number necessary for distinguishing three or more frequencies, p2 p1 p3. If the frequecies pl p2 p3 are values between 0,1 e 0,9 we have to solve the individual equations and sue the higest value of n thus determined : n 1.2 = {δ p1 (1 - p1) / p1 - p2 }² = Fiim n 1.2 = { δ p1 ( 1 - p1) + p1 ( 1 - p1) }² } -- (16) Delta represents now the bilateral limits of the : Gaussean distrioution : 1,96-2,58-3,29. 2) No table was prepared for the relatively rare cases of a comparison of threes or more frequencies below 0,1 and in such cases extremely high numbers would be required. E) A process is given which serves to solve two problemr of informatory nature : a) if a special type appears in n individuals with a frequency p(obs), what may be the corresponding ideal value of p(esp), or; b) if we study samples of n in diviuals and expect a certain type with a frequency p(esp) what may be the extreme limits of p(obs) in individual farmlies ? I.) If we are dealing with values between 0,1 and 0,9 we may use table 3. To solve the first question we select the respective horizontal line for p(obs) and determine which column corresponds to our value of n and find the respective value of p(esp) by interpolating between columns. In order to solve the second problem we start with the respective column for p(esp) and find the horizontal line for the given value of n either diretly or by approximation and by interpolation. 2) For frequencies smaller than 0,1 we have to use table 4 and transform the fractions p(esp) and p(obs) in numbers of Poisson series by multiplication with n. Tn order to solve the first broblem, we verify in which line the lower Poisson limit is equal to m(obs) and transform the corresponding value of m into frequecy p(esp) by dividing through n. The observed frequency may thus be a chance deviate of any value between 0,0... and the values given by dividing the value of m in the table by n. In the second case we transform first the expectation p(esp) into a value of m and procure in the horizontal line, corresponding to m(esp) the extreme values om m which than must be transformed, by dividing through n into values of p(obs). F) Partial and progressive tests may be recomended in all cases where there is lack of material or where the loss of time is less importent than the cost of large scale experiments since in many cases the minimun number necessary to garantee the results within the limits of precision is rather large. One should not forget that the minimun number really represents at the same time a maximun number, necessary only if one takes into consideration essentially the disfavorable variations, but smaller numbers may frequently already satisfactory results. For instance, by definition, we know that a frequecy of p means that we expect one individual in every total o(f1-p). If there were no chance variations, this number (1- p) will be suficient. and if there were favorable variations a smaller number still may yield one individual of the desired type. r.nus trusting to luck, one may start the experiment with numbers, smaller than the minimun calculated according to the formulas given above, and increase the total untill the desired result is obtained and this may well b ebefore the "minimum number" is reached. Some concrete examples of this partial or progressive procedure are given from our genetical experiments with maize.

Determinação do sexo do pinto pela forma do ovo

Este trabalho foi feito afim de determinar uma hipotética correlação existente entre a forma do ôvo e o sexo do pinto. Dois métodos foram utilizados. No primeiro considerou-se apenas a "ponta" do ôvo, dividindo-se um lote de 1100 ovos em dois grupos, um considerado ponteagudo e outro arredondado. Os resultados totais mostraram a nenhuma influência da forma da ponta na determinação do sexo, isto é, a falta de correlação era completa. No segundo método, determinou-se a média da relação entre a largura e o comprimento do ôvo, e adotou-se essa medida como linha divisória de dois grupos : um de ovos grossos com 223 ovos e outro de ovos finos, com 183 ovos. A relação sexual foi respectivamente de 38.60 e 37.07 o que mostra a falta de correlação. Os dez ovos mais compridos e os dez mais redondos, incubados separadamente, confirmaram os resultados anteriores. A determinação do sexo dos pintos foi feita pelo método de JAAP, aperfeiçoado nesta Seção. O Autor conclui, que na população estudada, da raça Rhode I. Red, não existe absolutamente a menor correlação entre a forma do ôvo e o sexo do pinto que êle possa determinar. Acredita que essas conclusões possam se aplicar a todas as variedades industriais, mas acha possível, que em raças muito antigas não provenientes de cruzamentos, talvez nalguma raça de briga, tal correlação possa existir.

Determinação do sexo em pintos da raça Rhode Island Red

Examinando 201 pintos de um dia da raça Rhode Island Red, de rebanho selecionado pela postura e considerando diversos caracteres, principalmente os relacionados com a côr da penugem, conseguimos acertar em 197, numa proporção de 98,01%, não relatada da bibliografia que conhecemos. Julgamos como mais importantes, os seguintes caracteres : mancha clara na asa notada em 100% dos machos e 6,30% das fêmeas; o anel claro na perna ocorreu em 91,80% dos machos e 3,70% das fêmeas. Estas duas particularidades, sòmente, permitem separação de sexo superior a 96%. O sinal junto ao ângulo posterior do olho foi observado em 95,10% das fêmeas e 36,70% dos machos; ponta da asa escura não ocorreu em um macho sequer, mas em 53.20% das fêmeas; ponta da asa clara foi notada em todos os machos e em 46,80% das fêmeas. Os demais caracteres mencionados no quadro, constituem elementos auxiliares de menor valor mas devem ser examinados para se esclarecerem dúvidas. Os erros decorreram de se dar mais importância à pinta escura na cabeça que ao anel claro na perna e à mancha no bordo da asa. O presente trabalho contribui para o esclarecimento do assunto principalmente por considerar o anel claro da perna e o sinal escuro próximo ao ângulo posterior do olho, caracteres valiosos e ainda não apontados anteriormente. Ainda mais, a observação metódica e conjunta de um grande número de atributos relacionados com o dimorfismo sexual constitui um subsídio ao esclarecimento de tão interessante questão.

Estudos sobre o gênero Melipona

1° - Cita-sé a evolução das abelhas segundo MICÍÍENÉR" (1944). 2.° - A evolução dos Melíponíneos é estudada sob o ponto de vista da sua biologia, estabelecendo-se o tipo do meliponíneo primitivo. 3.° - São feitas considerações sobre a distribuição geográfica dos meliponíneos, entrando-se em detalhes sobre os seus fosseis, sobre a influência dos deslocamentos geológicos do cenozoico sobre sua distribuição, com particular referência ao seu estabelecimento na América do Sul. Considera-se também o e$eito das glaciações e a descontinuidade por ela provocada na distribuição dos meliponíneos. 4.° - São feitas hipóteses sobre a época em que se formaram as Meliponas, sobre o processo de determinação das castas e sua influência na evolução das mesmas. O tipo M. marginata é considerado o mais primitivo dos existentes atualmente. É dada uma hipótese, baseada na biologia e genética das Meliponas, para explicar sua evolução a partir de uma Trígona primitiva. 5.° - Sugere-se que a M. fascisrfta (excluidas a M. punc-ticollis e M. concinnula, que necessitam de estudos) seja do tipo da Meliponatrifatorial primitiva, tomando-se por base a sua proximidade a M. marginata, sua distribuição e sua variação. 6.° - Sugere-se como centro de origem das Meliponas a Bacia Amazônica, por ser esse lugar a zona onde há maior variação e por ser o centro geográfico da área habitada pelas Meliponas.

Sobre o comportamento mitótico e meiótico de cromossomas policêntricos ou com ponto de inserção difuso

Material: Studies were made mainly with Ascaris megalocephála Cloq. univalens and bivalens, and also with Tityus bahiensis Perty. 1) Somatic pairing of heterochromatic regions. The heterochromatic ends of the somatic chromosomes in Ascaris show a very strong tendency for unspecifical somatic pairing which may occur between parts of different chromosomes (Figs. 1, 2, 3, 7, 10, 11, 12, 13, 14, 16, 18,), between the two ends of the same chromosome either directly (Figs. 4, 5, 7, 8, 11, 12, 13, 15, 16, 17, 18) or inversely (Fig. 8, in the arrow) and also within a same chromosomal arm (Fig. 6). 2) During the early first cleavage division the chomosomes are an isodiametric cylinder (Figs. 6, 9, 11, 13, 14). But in later metaphase the ends become club shaped (Figs. 1, 2, 3, 4, 5, 7, 10) which is interpreted as the beginning of migration of chromatic substance from the central euchromatic region towards the heterochromatic regions. This migration becomes more and accentuated in anaphase (Figs. 19, 22, 23) and in the vegetative cells where euchromatic region looses more and more staing power, especially in the intersititial zones between the individual small spherical chromosomes into which the euchromatic region desintegrates. The emigrated chromatin material is finally eliminated with the heterochromatic chromosome ends (Fig. 23 and 24). 3) It seems a general rule that during mitotic anaphase all chromosomes with diffuse or multiple spindle fiber attachement (Ascaris, Tityus, Luzula, Steatococcus, Homoptera and Heteroptera in general) move to the poles in the form of an U with precedence of the chromosomal ends. In Ascaris, the heterocromatic regions are pulled passively towards the poles and only the euchromatic central portion may be U-shaped (Fig. 19, 22, 25). While in the other species this U-shape is perfect since the beginning of anaphase, giving the impression that movement towards the poles begins at both ends of a chromosome simultaneously, this is not the case in Ascaris. There the euchromatic region is at first U-shaped, passing then to form a straight or zig-zag line and becoming again U-shaped during late anaphase. This is explained by the fact that the ends of the euchromatic regions have to pull the weight of the passive heterochromatic portions. 4) While it is generally accepted that, during first meio-tic division untill second anaphase, all attachement regions remain either undivided or at least united closely, this is not the case in chromosomes with diffused or multiple attachment. Here one clearly sees in all cases so far studied four parallel chromatids at first metaphase. In Luzula and Tityus (for Tityus all figs. 26 to 31) this division is allready quite clear in paraphase (pro-metaphase) and it cannot be said wether in other species the division in sister chromatids is allready present, but not visible at this stage. During first anaphase the sister chromatids of Titbits remain more or less in contact, while in Luzula and especially in Ascaris they are quite separated. Thus one can count in late anaphase or telophase of Ascaris megalocephala bivalens, nearly allways, four separate chromosomes near each pole, or a total of eight chromatids per division figure (Figs. 35, 36, 37, 38, 39, 40, 41).

Determinação fotométrica do ácido ascórbico

The photometric determination of ascorbic acid with the "E. E. L. portable colorimeter" can be carried" out rapid and conveniently using either 3% HPO3 or 0,4% (COOH) 2 as protective agent. The standards would contain from 2 to 20 micrograms of ascorbic acid per ml of metaphosphoric or oxalic acid solutions. We mix 10 ml of these solutions with 3 ml of the adequate citrate buffer solutions, and we pipet 5 ml of the resulting mixture to a matched test tube containing 5 ml of sodium - 2,6 - dichlorobenzenoneindophenol (80 mg per liter); then we shake well and after 15 seconds the extintion is read using green filter. The readings are subtracted from the blank one. Designating the differences by x and the concentrations of ascorbic acid/ml in the standards by y, we get, with the acid of the method of least squares, the following regression equations: for the metaphosphoric acid Y = 0,543x + 0,629 for the oxalic acid Y = 0,516x + 0,422, which permit, by interpolating, the determination of the ascorbic acid content in plant materials.