Comparação de critérios diagnósticos de insuficiência renal aguda em cirurgia cardíaca

FUNDAMENTO: Há grande controvérsia quanto ao diagnóstico de Insuficiência Renal Aguda (IRA), existindo mais de 30 diferentes definições. OBJETIVO: Avaliar a incidência e os fatores de risco para desenvolvimento de IRA no pós-operatório de cirurgia cardíaca de acordo com os critérios RIFLE, AKIN e KDIGO, e comparar o poder prognóstico desses critérios. MÉTODOS: Estudo de corte transversal que incluiu 321 pacientes (62 [53 - 71] anos, 140 homens) consecutivamente submetidos a cirurgia cardíaca entre junho de 2011 e janeiro de 2012. Os pacientes foram acompanhados por 30 dias, com vistas ao desenvolvimento de um desfecho composto (mortalidade, necessidade de diálise e internação prolongada). RESULTADOS: A incidência de IRA variou de 15% - 51%, conforme o critério diagnóstico adotado. Enquanto a idade se associou ao risco de IRA nos três critérios, houve variação nos demais determinantes. Durante o acompanhamento, 89 pacientes apresentaram o desfecho e todos os critérios se associaram ao risco aumentado na análise Cox univariada e após o ajuste para idade, sexo, diabetes e tipo de cirurgia. Contudo, após novo ajuste para tempo de circulação extracorpórea e presença de baixo débito cardíaco, apenas o diagnóstico de IRA pelo critério KDIGO manteve esta associação significativa (HR= 1,89 [95% IC: 1,18 - 3,06]). CONCLUSÕES: A incidência e os fatores de risco para IRA pós-cirurgia cardíaca têm grande variação de acordo com os critérios diagnósticos utilizados. Em nossa análise, o critério KDIGO se mostrou superior ao AKIN e ao RIFLE quanto ao seu poder prognóstico.

Validação prospectiva do escore de risco dante pazzanese em síndrome coronariana aguda sem supradesnivelamento do segmento ST

FUNDAMENTO: Em Síndrome Coronariana Aguda (SCA) sem Supradesnivelamento do segmento ST (SST) é importante estimar a probabilidade de eventos adversos. Para esse fim, as diretrizes recomendam modelos de estratificação de risco. O escore de risco Dante Pazzanese (escore DANTE) é um modelo simples de estratificação de risco, composto das variáveis: aumento da idade (0 a 9 pontos); antecedente de diabete melito (2 pontos) ou acidente vascular encefálico (4 pontos); não uso de inibidor da enzima conversora da angiotensina (1 ponto); elevação da creatinina (0 a 10 pontos); combinação de elevação da troponina e depressão do segmento ST (0 a 4 pontos). OBJETIVO: Validar o escore DANTE em pacientes com SCA sem SST. MÉTODOS: Estudo prospectivo, observacional, com inclusão de 457 pacientes, de setembro de 2009 a outubro de 2010. Os pacientes foram agrupados em: muito baixo, baixo, intermediário e alto risco de acordo com a pontuação do modelo original. A habilidade preditiva do escore foi avaliada pela estatística-C. RESULTADOS: Foram 291 (63,7%) homens e a média da idade 62,1 anos (11,04). Dezessete pacientes (3,7%) apresentaram o evento de morte ou (re)infarto em 30 dias. Ocorreu aumento progressivo na proporção do evento, com aumento da pontuação: muito baixo risco = 0,0%; baixo risco = 3,9%; risco intermediário = 10,9%; alto risco = 60,0%; p < 0,0001. A estatística-C foi de 0,87 (IC 95% 0,81-0,94; p < 0,0001). CONCLUSÃO: O escore DANTE apresentou excelente habilidade preditiva para ocorrência dos eventos específicos e pode ser incorporado na avaliação prognóstica de pacientes com SCA sem SST.

Influência da lesão carotídea no pós-operatório de revascularização miocárdica e sua evolução tardia

FUNDAMENTO: Cerca de 30% dos AVE perioperatórios da cirurgia de revascularização do miocárdio (CRM) são decorrentes de lesões carotídeas, sem redução de risco confirmada por intervenção perioperatória. OBJETIVOS: Avaliar o impacto da doença carotídea e a intervenção perioperatória nos pacientes submetidos à CRM. MÉTODOS: Estudo retrospectivo observacional, avaliando 1.169 pacientes com idade > 65 anos submetidos à CRM entre janeiro de 2006 e dezembro de 2010, acompanhados, em média, por 49 meses. Todos foram submetidos à ultrassonografia de carótidas prévia à CRM. Definiu-se doença carotídea quando lesão > 50%. O desfecho primário foi composto pela incidência de AVE, acidente isquêmico transitório (AIT) e óbito por AVE. RESULTADOS: A prevalência da doença carotídea foi de 19,9% dos pacientes. A incidência do desfecho primário entre portadores e não portadores foi de 6,5% e 3,7%, respectivamente (p = 0,0018). Nos primeiros 30 dias, ocorreram 18,2% dos eventos. Relacionaram-se a doença carotídea: disfunção renal (OR 2,03, IC95% 1,34-3,07; p < 0,01), doença arterial periférica (OR 1,80, IC95% 1,22-2,65; p < 0,01) e infarto do miocárdio prévio (OR 0,47, IC95% 0,35-0,65; p < 0,01). Quanto ao desfecho primário, foram associados AIT prévio (OR 5,66, IC95% 1,67-6,35; p < 0,01) e disfunção renal (OR 3,28, IC95% 1,67-6,45; p < 0,01). Nos pacientes com lesão > 70%, a intervenção carotídea perioperatória apresentou incidência de 17% no desfecho primário contra 4,3% na conduta conservadora (p = 0,056) sem diferença entre abordagens percutânea e cirúrgica (p = 0,516). CONCLUSÃO: A doença carotídea aumenta o risco para AVE, AIT ou morte por AVE na CRM. Entretanto, a intervenção carotídea não foi relacionada à redução do desfecho primário.

Adiponectina sérica e risco cardiometabólico em pacientes com síndromes coronarianas agudas

FUNDAMENTO: O tecido adiposo representa não somente uma fonte de energia estocável, mas principalmente um órgão endócrino que secreta várias citoquinas. A adiponectina, uma nova proteína semelhante ao colágeno, foi descoberta como uma citoquina específica do adipócito e um promissor marcador de risco cardiovascular. OBJETIVO: Avaliar a associação entre os níveis séricos da adiponectina e o risco para a ocorrência de eventos cardiovasculares, em pacientes com síndromes coronarianas agudas (SCA), e as correlações entre adiponectina e os biomarcadores metabólicos, inflamatórios e miocárdicos. MÉTODOS: Foram recrutados 114 pacientes com SCA, com seguimento médio de 1,13 ano para avaliação de desfechos clínicos. Modelos de regressão de risco proporcional de Cox com penalização de Firth foram construídos para determinar a associação independente entre adiponectina e o risco subsequente dos desfechos primário (composto de óbito cardiovascular/IAM não fatal/AVE não fatal) e coprimário (composto de óbito cardiovascular/ IAM não fatal/AVE não fatal/re-hospitalização requerendo revascularização). RESULTADOS: Houve correlações diretas e significantes entre adiponectina e idade, HDL-colesterol e BNP, e inversas e significantes entre adiponectina e circunferência abdominal, peso corporal, índice de massa corporal, índice HOMA, triglicerídeos e insulina. A adiponectina foi associada a maior risco para os desfechos primário e coprimário (HR ajustado 1,08 e 1,07/incremento de 1.000, respectivamente, p = 0,01 e p = 0,02). CONCLUSÃO: Em pacientes com SCA, a adiponectina sérica foi preditor de risco independente para eventos cardiovasculares. De modo adicional às correlações antropométricas e metabólicas, a adiponectina mostrou correlação significante com BNP.

Escore Prognóstico para Síndrome Coronariana Aguda em Hospital Terciário Privado

Fundamento: Os modelos prognósticos disponíveis para Síndrome Coronariana Aguda (SCA) podem ter limitações de performance, por terem sido elaborados há vários anos, ou problemas de aplicabilidade. Objetivos: Elaborar escores para predição de eventos desfavoráveis em 30 dias e 6 meses, em pacientes com SCA, com ou sem Supradesnivelamento de ST (SST), atendida em hospital privado terciário. Métodos: Coorte prospectiva de pacientes consecutivos com SCA admitidos entre agosto/2009 a junho/2012. O desfecho primário composto foi a ocorrência de óbito, infarto ou reinfarto, Acidente Vascular Cerebral (AVC), parada cardiorrespiratória e sangramento maior. As variáveis preditoras foram selecionadas de dados clínicos, laboratoriais, eletrocardiográficos e da terapêutica. O modelo final foi obtido por meio de regressão logística e submetido a validação interna, utilizando-se bootstraping. Resultados: Incluímos 760 pacientes, 132 com SCA com SST e 628 sem SST. A idade média foi 63,2 ± 11,7 anos, sendo 583 homens (76,7%). O modelo final para eventos em 30 dias contém cinco preditores: idade ≥ 70 anos, antecedente de neoplasia, Fração de Ejeção do Ventrículo Esquerdo (FEVE) < 40%, troponinaI > 12,4 ng/mL e trombólise. Na validação interna, o modelo mostrou ter boa performance com área sob a curva de 0,71.Os preditores do modelo para 6 meses são: antecedente de neoplasia, FEVE < 40%, trombólise, troponina I > 14,3 ng/mL, creatinina > 1,2 mg/dL, antecedente de doença pulmonar obstrutiva crônica e hemoglobina < 13,5 g/dL. Na validação interna, o modelo apresentou boa performance com área sob a curva de 0,69. Conclusões: Desenvolvemos escores de fácil utilização e boa performance para predição de eventos adversos em 30 dias e 6 meses em pacientes com SCA.

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.

Morfologia e anatomia das domácias em Coffea arabica L.

1. A presente contribuição trata do estudo morfológico e anatômico das domácias que ocorrem em 21 variedades e 4 formas da espécie Coffea arabica L. 2. Além da revisão da literatura, que se cingiu unicamente aos trabalhos que focalizam o assunto em aprêço, constam, na introdução, algumas obras que se referem às domácias existentes em outras famílias. 3. A fim de apreciar convenientemente os conceitos que os diferentes autores expediram a respeito das domácias, desde que se tornaram conhecidas, foram registradas, no capítulo correspondente, as funções e as diversas denominações que lhes foram atribuidas. 4. As principais classificações das domácias propostas são de CHEVALIER, LEBRUM e DE WILDEMAN. As domácias das variedades e formas de Coffea arabica L., se enquadram no tipo b, isto é, domácias em fenda, segundo a classificação de CHEVALIER. 5. O material utilizado no presente estudo, constante de ramos com fôlhas de várias idades, proveio do Instituto Agronômico de Campinas e da Secção de Agricultura Especial da E.S.A. "Luiz de Queiroz". As observações morfológicas das domácias foram feitas com o auxílio do microscópio estereoscópico e constam do Quadro I e II. A estrutura anatômica foi apreciada em cortes transversais medianos da domácia, coloridos pelo violeta cristal e eritrosina, com espessura de 18 micra, cujos dados acham-se anotados nos Quadros de n.os III a XI. 6. No capítulo referente à morfologia e à anatomia das domácias, para melhor apreciação do assunto foi introduzida a estrutura anatômica da fôlha adulta da variedade typica. 7. Morfològicamente as domácias foram examinadas nas suas duas faces, isto é, superior e inferior, anotando-se-lhes os aspectos apresentados, bem como a sua localização no limbo, isto é, na axila formada pelas nervuras principal e secundárias. No geral a sua distribuição vai desde a base do limbo até aos 2/3, aproximadamente, do seu comprimento. Na face ventral da fôlha, as domácias exibem uma elevação abaulada e na dorsal situam-se na área da axila, e em um plano um pouco mais elevado que o limbo, mostrando no centro um orifício de forma variável. Em cortes medianos, a domácia revela-se constituida de uma câmara embutida no mesofilo, a qual se comunica com o exterior por um canal; êste por sua vez, termina numa bôca que se abre na epiderme inferior do limbo. Histològicamente a domácia consta de uma epiderme, procedente do limbo e da nervura, e de um tecido parênquimatoso envolvente, composto de algumas camadas de células, o qual confina com os tecidos do mesofilo. Topogràficamente a domácia situa-se entre os seguintes tecidos da estrutura foliar: sistema vascular principal, nervura secundária, parênquima lacunoso lateral e parênquima lacunoso superior. Sua posição com relação às regiões mencionadas fica perfeitamente definida, determinando-se as distâncias que vão do centro da câmara até elas.

A determinação do cobre pelo método calorimétrico do dietilditiocarbamato de sódio

O trabalho em aprêço, relata o estudo de diversos aspectos do método espectrofotométrico da determinação do cobre pelo dietilditiocarbamato de sódio. Dentre os aspectos estudados, podem ser citados os seguintes: a) Reativo: influência da concentração e sua conservação em função do tempo. b) Influência da quantidade de EDTA. c) Solventes: escolha do solvente, do comprimento de onda e do filtro. d) Estabilidade do composto. e) Estudo da amplitude, exatidão e precisão do método. f) Aplicação do método, na determinação do cobre em plantas e solos.

Determinação do nitrato em solos pelo método do ácido cromotrópico

Este trabalho descreve a determinação do nitrato em solos, pelo método do ácido cromotrópico. Foram estudados diversos aspectos, como a curva de absorção do ácido cromotrópico e do composto nitrato-ácido cromotrópico, a influência do tempo de repouso e da temperatura sôbre o desenvolvimento da côr da substância formada e a interferência de alguns íons que normalmente se encontram nos extratos de solos. Estabelecida a técnica apropriada, o método foi aplicado na determinação do ânion em extratos de solos obtidos com solução de ácido sulfúrico 0,01 N.

Determinação do cálcio trocável em solos pelo método do glioxal bis (2-hidroxianil)

Neste trabalho é apresentado um estudo sobre a determinação do cálcio trocável do solo, através do método colorimétrico do glioxal bis (2-hidroxianil). São apresentados os dados referentes às curvas de absorção e a estabilidade do glioxal e do composto cálcio glioxal, a relação entre as leituras e a concentração de cálcio em soluções padrões e a interferência de diversos íons. Com base nos resultados encontrados, é proposta uma técnica para a determinação do elemento, em extratos de solo, obtidos com solução de cloreto de potássio 1 normal» sendo os interferentes mascarados com cianeto de potássio e trietanolamina. Os resultados obtidos na determinação do cálcio em oito amostras de solo do Estado de São Paulo, são comparados com aquêles encontrados através do método quelatométrico do EDTA.

Extração e determinação do íon amônio do solo

Este trabalho descreve a determinação do íon amônio em solos, pelo método colorimétrico baseado no reativo de Nessler. Foram estudados diversos aspectos, como o espectro de absorção do composto colorido e do reativo de Nessler, a influência do tempo de repouso e da temperatura sobre o desenvolvimento da côr e a interferência de alguns íons que normalmente se encontram nos extratos de solos. A determinação do íon amônio foi conduzida em extratos de solos obtidos com solução de KC1 1 N e destilados, para evitar a interferência do íon manganês-II, que forma um precipitado com o reativo de Nessler. Os resultados obtidos pelo método colorimétrico foram comparados com os determinados pelo método titrimétrico.

A determinação do magnésio trocável do solo pelo método espectrofotométrico do metiltimol azul

Êste trabalho apresenta um estudo sobre o método espectrofotométrico do metiltimol azul para a determinação do magnésio trocável dos solos. São apresentados dados relativos à curva de absorção e à estabilidade do composto magnésio-metiltimol azul e do metiltimol azul. No estudo dos interferentes, foram considerados diversos íons, verificando-se que o principal deles é o íon cálcio, o qual é eliminado da solução através da precipitação com solução saturada de oxalato de amônio. Para a extração do magnésio trocável dos solos usou-se uma solução de KC1 1 N.

Determinação do boro, soluvel em água, em fertilizantes

O presente trabalho relata os estudos desenvolvidos sôbre o método volumétrico de determinação do boro, solúvel em água, em fertilizantes, que se fundamenta na titulação do ácido bórico ou borato por uma solução padronizada de NaOH, em presença de manitol. Os estudos objetivaram simplificar algumas das técnicas preconizadas, estabelecer a quantidade de manitol efetivamente necessária e examinar a influência da uréia. Os resultados mostraram que apenas 6,0 g de manitol são necessários para a determinação, quantidade essa suficiente para titular 2,5 equivalentes miligramas ou milimoles de H3BO3. Também o método não é influenciado pela uréia, podendo ser aplicado em fertilizantes contendo até 20% dêsse composto nitrogenado.

A determinação espectrofotométrica do cobalto pelo método da 2,2'-dipiridil cetoxima (I) - estudos sobre o reativo, pH e tampão

No presente trabalho foi desenvolvida a primeira fase dos estudos experimentais do método da 2,2'-dipiridil cetoxima, para a determinação do cobalto. Os ensaios foram conduzidos em soluções puras e dentre os aspectos estudados constam; o reativo, preparo, concentração e conservação; o pH, influencia sobre a formação e extração do composto colorido; o sistema tampão, influencia sobre a reação, eficiência e escolha. Numa seqüência, serão apresentados posteriormente estudos sobre solventes, influência de diversos ions e aplicação do método em análises de plantas.

Efeitos de estimulantes vegetais na frutificação do tomateiro 'Miguel Pereira'

Na cultura do tomateiro tem-se utilizado técnicas avançadas de cultivo, sendo que a aplicação de estimulantes vegetais, usada como técnica complementar, poderá levar a um aumento significativo de produção. O presente estudo teve como finalidade determinar a ação de estimulantes vegetais na frutificação do tomateiro Lycopersicon esculentum cv. Miguel Pereira. Em condições de casa de vegetação realizou-se a aplicação na planta inteira de Cytozyme (bioestimulante composto por citocinina, ênzimos, micronutrientes: Zn, Fe, Cu, Mn, Bo, combinados com derivados de etoxilato-siloxano e aminoácidos) e Ergostim (ácido N-acetil tiazolidin-4-carboxílico com ácido fólico). Cytozyme 5 ml/l foi aplicado 70 dias após o plantio, aos 70 e 84 dias após plantio. Ergostim 1,5 ml/l foi pulverizado na florescência de cada cacho; e Ergostim 3,0 ml/l na florescência, fixação dos frutos do segundo cacho e quando os mesmos atingiram metade do desenvolvimento. Os frutos maduros dos três primeiros cachos foram colhidos semanalmente em dez coletas no período de 07 de novembro a 09 de janeiro. Observou-se o número, peso e comprimento dos frutos, assim como o número de flores e de flores abortadas. Determinou-se também a classificação dos frutos e a germinação das sementes. Foi verificado que Cytozyme 5 ml/l, 70 e 65 dias após plantio aumentou o número e o comprimento dos frutos e o número total de flores. Ergostim não afetou a frutificação e floração do tomateiro, nem a formação e germinação das sementes.