Avaliação não invasiva das pressões de enchimento e remodelação do ventrículo esquerdo após infarto do miocárdio

FUNDAMENTO: A dilatação do ventrículo esquerdo (VE) após infarto agudo do miocárdio (IAM) é um importante determinante do prognóstico. A razão entre a velocidade diastólica E do fluxo mitral e a velocidade diastólica e' do anel mitral (relação E/e') é o melhor índice não invasivo para detectar elevação aguda da pressão de enchimento do VE. A hipótese deste estudo é que a E/e' possa predizer remodelação do VE após IAM tratado. OBJETIVO: Avaliar se a E/e' prediz remodelação ventricular após IAM, em comparação aos dados clínicos, laboratoriais e ecocardiográficos tradicionais. MÉTODO: Ecocardiogramas foram realizados em pacientes consecutivos com primeiro IAM, após angioplastia transluminal coronariana (ATC) seguida de recanalização efetiva, 48 horas e 60 dias após o evento. A E/e' foi calculada pela média de quatro sítios do anel mitral. Remodelação do VE foi definida como aumento ≥ 15% do volume sistólico final ao método de Simpson. Análises estatísticas incluíram teste t de Student, curvas receptor-operador (ROC) e regressão logística multivariada, com p significante < 0,05. RESULTADOS: Estudados 55 pacientes, com idade 58 ± 11 anos, 43 homens, observou-se E/e' maior (13 ± 4 versus 8,5 ± 2; p < 0,001) no grupo com remodelação (n = 13) em relação ao grupo sem remodelação (n = 42). A curva ROC indicou E/e' como preditor de remodelação (área sob a curva = 0,81, p = 0,001). Análises de regressão contendo variáveis clínicas, laboratoriais e Doppler-ecocardiográficas confirmaram E/e' como preditor independente da remodelação (odds ratio 1,42; p = 0,01). CONCLUSÃO: A relação E/e' é um preditor útil de remodelação do VE após IAM, indicando pacientes com maior risco cardiovascular.

Prega cutânea tricipital como preditor prognóstico na insuficiência cardíaca ambulatorial

FUNDAMENTO: A maioria dos estudos relatando o paradoxo da obesidade utiliza índice de massa corporal (IMC) para classificar obesidade. Dados avaliando o valor prognóstico de outras medidas indiretas de composição corporal são pouco explorados na insuficiência cardíaca (IC). OBJETIVO: Avaliar a associação entre IMC e outras medidas de composição corporal indiretas com risco de morte por todas as causas na IC. MÉTODOS: Parâmetros antropométricos de composição corporal foram avaliados em 344 pacientes ambulatoriais com fração de ejeção do ventrículo esquerdo (FEVE) < 50%, de uma coorte prospectiva seguida durante 30 ± 8,2 meses. A sobrevida foi avaliada por curvas de Kaplan-Meier e análise de regressão de risco proporcional de Cox. RESULTADOS: Os pacientes eram predominantemente do sexo masculino, de etiologia não-isquêmica e com disfunção sistólica do VE moderada a grave (FEVE média de 32 ± 9%). Prega cutânea tricipital (PCT) foi o único parâmetro antropométrico associado com prognóstico, com valores significativamente menores nos pacientes que morreram (p = 0,047). Uma PCT > 20 mm estava presente em 9% dos pacientes que morreram e em 22% dos vivos (p = 0,027). Na análise univariada, creatinina sérica, FEVE e classe funcional foram associadas ao risco de morte. Na regressão de Cox, PCT > 20 mm foi o preditor independente mais forte de mortalidade por qualquer causa (hazard ratio: 0,36; IC 95%: 0,13-0,97; p = 0,03). CONCLUSÃO: Embora IMC seja o parâmetro antropométrico mais utilizado na prática clínica, nossos resultados sugerem que PCT pode ser um melhor preditor de mortalidade em pacientes ambulatoriais com IC.

Estresse Isolado ou Associado ao Etanol Libera Prostanóides em Aorta de Ratos via ?2-Adrenoceptores

Fundamento: Estresse e etanol são ambos, independentemente, importantes fatores de risco cardiovascular. Objetivo: avaliar o risco cardiovascular do consumo de etanol e exposição ao estresse, isolados e em associação, em ratos machos adultos. Métodos: Os ratos foram separados em quatro grupos: controle, etanol (20% na água de beber durante seis semanas), estresse (imobilização 1h dia/5 dias por semana/ 6 semanas) e estresse/etanol. As curvas de concentração-resposta à noradrenalina - na ausência e na presença de ioimbina, L-NAME ou indometacina - ou fenilefrina foram determinadas em aortas torácicas com e sem endotélio. EC50 e resposta máxima (n = 8-12) foram comparadas através de ANOVA de dois fatores (two-way) / método de Bonferroni. Resultados: Estresse ou estresse em associação com o consumo de etanol aumentaram as respostas máximas de noradrenalina em aortas intactas. Essa hiper-reatividade foi eliminada pela remoção do endotélio, ou pela presença da indometacina ou ioimbina, mas não foi alterada pela presença de L-NAME. Enquanto isso, o consumo de etanol não alterou a reatividade à noradrenalina. As respostas da fenilefrina em aortas com e sem endotélio também permaneceram inalteradas independentemente do protocolo. Conclusão: O estresse crônico aumentou as respostas aórticas dos ratos à noradrenalina. Esse efeito é dependente do endotélio vascular e envolve a liberação de prostanóides vasoconstritores através da estimulação de α-2 adrenoceptores endoteliais. Além disso, o consumo crônico de etanol pareceu não influenciar as respostas de noradrenalina em aorta de rato, nem modificar o aumento de tais respostas observadas em consequência da exposição ao estresse.

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.

Determinação da umidade do solo pelo método das pesagens

A determinação da umidade em amostras de terras é importante para trabalhos de irrigação. A possibilidade de se fazer esta determinação no campo é de grande interêsse quando alia um aceitável gráu de precisão à facilidade e rapidêz na determinação. O método das pesagens, apresentado nêste trabalho e desenvolvido independentemente do método anteriormente proposto por Papadakis, quer nos parecer que apresenta vantagens, sobre o deste autor, que são discutidas em detalhes nêste trabalho. Uma comparação, entre o método que sugerimos e o processo clássico de determinação da umidade por secagem em estufa, é feita para 3 solos de natureza e textura diferentes. Os dados obtidos foram tratados estatisticamente. A análise estatística dos dados, mostra que os resultados obtidos pelos dois métodos são semelhantes, com um índice de correlação de 0,99 entre os métodos, para cada um dos solos utilizados na comparação.

Balanço Hídrico de Spathodea nilotica, (Seem.)

Os autores relatam observações sobre a transpiração de Spatkódea nilotica Seem (Bignoniaceae), pequena árvore africana aclimatada no Brasil e usada, no Estado de São Paulo, para arborização de ruas e como planta ornamental. A transpiração foi dterminada pelo método das pesagens rápidas, por meio de uma balança de torsão. Foram feitas observações sôbre o andamento diário da transpiração total da transpiração cuticular e do déficit de saturação dos folíolos usados nas determinações da transpiração total. Também foram feitas observações sôbre o movimento hidroativo dos estômatos. As comparações entre as curvas de andamento diário da transpiração total com as dos déficits de saturação dos folíolos usados mostram que as, duas restrições de transpiração, constatadas durante o dia, foram devidas à falta de suprimento de água nos folíolos. A transpiração cuticular foi determinada cobrindo-se a epiderme estomática (abaxial) com vaselina e pesando os folíolos cortados. A marcha diária da transpiração cuticular comparada com a da transpiração total mostrou os mesmos resultados, isto, é, que as duas restrições de transpiração, já referidas, são devidas principalmente à falta de suprimento hídrico nos folíolos.

Tratamento preservativo do bambu pelo processo do banho frio

O presente trabalho relata resultados obtidos no tratamento preservativo de estacas rachadas e roliças de Bambusa tuldoides. Fornece dados sobre o período de tempo necessário à secagem das estacas, volume, absorções alcançadas nos tratamentos e custos por ano de serviço prestado. Conclui pela conveniência do tratamento preservativo.

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.

Avaliação da exigência de calcário do solo através de soluções tampão

Foram estudadas as soluções tampão SMP original, SMP (1 + 1), Woodruf (1 + 2), acetato de cálcio 0,50 N - 0,25 N e 0,125 N para avaliar a exigência de calcário de diversas amostras de solos. As amostras de solos foram submetidas à incubação com quantidades variáveis de carbonato de cálcio. Os dados obtidos permitiram estabelecer as curvas de neutralização e daí calcular a quantidade de carbonato de cálcio necessária para elevar o pH de cada solo a 6,40. Colocando-se as amostras de solos em contato com as diversas soluções tampão, o pH das soluções mudou de valor. Relacionando o valor do pH das soluções tampão, após o contato com as amostras de solos, com a quantidade de calcário necessária para elevar o pH a 6,40, das mesmas amostras, foram estabelecidas 12 equações de regressão, cujo coeficiente de correlação r apresentou um valor significativo ao nível de 0,1%, em todos os casos.

Determinação volumêtrica do boro em fertilizantes. Estudos sobre a quantidade de manitol

O presente trabalho teve como objetivo principal estudar a massa de manitol necessária para a titulação do ácido bórico com solução padronizada de NaOH, a fim de aplicar os resultados obtidos na determinação volumétrica do boro, solúvel em ácido, em fertilizantes. Foram confeccionadas curvas de neutralização do H3BO3 pelo NaOH, em soluções diluidas, na presença de quantidades variáveis de manitol e a referida titulação foi desenvolvida em função do pH do ponto final e da quantidade de manitol. Os resultados obtidos permitiram verificar que a quantidade de manitol necessária na presente titulação é grandemente afetada pelo pH do ponto final e que há a possibilidade de se reduzir de 20,0 g para 5,0 g a quantidade de manitol usada na determinação do boro, solúvel em ácido, em fertilizantes, desde que se use o pH 8,0 para o ponto final da titulação e se proceda a eliminação do íon NH+4

Granulometria de praias do município de Ubatuba, SP

Os parâmetros propostos por Folk e Ward (SUGUIO, 1973), diâmetro médio (Mz), desvio padrão gráfico inclusivo (σI), assimetria gráfica inclusiva (SkI) e curtose gráfica (K G), são utilizados na caracterização granulométrica de 15 praias do litoral de Ubatuba, SP. Os resultados obtidos mostram que, em geral, essas praias são de granulação fina, com material bem selecionado. As curvas de distribuição de classes de freqüência têm, geralmente, assimetria negativa e são meso ou leptocúrticas.

Estudo da aflatoxina no amendoim, da colheita à industrialização, na região de Matão, S.P.

Neste trabalho foi investigada, na região de Matão, a incidência de aflatoxina no amendoim (Arachis hypogaea L.) em três estágios de seu ciclo de industrialização: a) ao ser entregue à fábrica: Épocas I e II; b) durante seu armazenamento: Épocas III e IV, e c) após a extração do óleo (farelo): Épocas V e VI. Em cada Estágio foram feitas duas coletas de 10 amostras cada, num total de 40 amostras de amendoim e 20 de farelo. Dos resultados concluiu-se que: a) a maioria das amostras, representando 85% do total, continha aflatoxina; b) o nível nas amostras, em termos de aflatoxina B1, elevou-se continuamente da Época I para a Época VI: médias de 0,06 até 1,22 ppm com média geral de 0,44 ppm; c) as boas práticas de secagem e adequado armazenamento concorrem decisivamente para manter um nível baixo de aflatoxina, e d) o lavrador entrega amendoim já tóxico à fábrica.

Estudo da aflatoxina no amendoim, da colheita à industrialização, na região de Fernandópolis, S.P.

Neste trabalho foi investigada, na região de Fernandópolis, SP, a incidência de aflatoxina no amendoim (Arachis hypogaea L.) em três estágios de seu ciclo de industrialização: a) ao ser entregue à fábrica, Épocas I e II; b) durante o seu armazenamento, Épocas III e IV e c) após a extração do óleo (farelo), Épocas V e VI. Em cada estágio foram feitas duas coletas de 10 amostras cada, num total de 40 amostras de amendoim e 20 de farelo. Dos resultados pôde-se concluir que: 1) De todas as amostras apenas uma estava livre de aflatoxina; 2) o nível, em termos de aflatoxina B1, foi elevado, com 51,7% na categoria de toxidez "Alta" e 38,3% na categoria "Muito Alta"; 3) Os níveis cresceram da Época I até a Época IV, média de 0,54 até 2,14 ppm, decrescendo nas Épocas V e VI (farelo), média de 1,04 ppm; 4) Cinco amostras estavam excessivamente tóxicas, com mais de 10,00 ppm; 5) o lavrador entrega amendoim já tóxico e com elevada umidade à fábrica; 6) A indústria, por não promover secagem da matéria-prima com elevada umidade, contribui para a elevação dos níveis de aflatoxina.

Simetria de estereogramas usados no levantamento da indicatriz ótica de minerais

Há uma relação de simetria entre os estereogramas construídos através do método analítico de determinação da indicatriz ótica de minerais em secção delgada, na platina universal. Esta simetria é discutida neste trabalho. Trata-se de uma plano-simetria que ocorre tanto entre gráficos como entre curvas ψ1 e ψ2 , quando ψ1 + ψ2 = 90°.

Nutrição mineral de hortaliças. XXI. Absorção de nutrientes por cultivares nacionais de batatinha (Solanum Tuberosum L.)

O trabalho teve como objetivo verificar as diferenças na acumulação da matéria seca, absorção e distribuição de nutrientes, entre os cultivares nacionais de batatinha: ARACY, ITAIQUARA, ABAETÊ, TEBERÊ, IAC - 5555 e IAC - 5603. O experimento foi conduzido em condições de campo, de outubro de 1974 a janeiro de 1975, na Estação Experimental de Capão Bonito, do Instituto Agronômico do Estado de São Paulo, em solo do grande grupo Latossol Vermelho Escuro fase orto. Utilizou-se uma adubação N - P2O5 - K6O de 70-300-105 kg/ha no plantio e 70 Kg/ha de nitrogênio em cobertura 45 dias após. As plantas foram amostradas durante o desenvolvimento da cultura em intervalos de 20 dias a partir da germinação até a seca das folhas e hastes. Analisou-se, na matéria seca, os teores de nitrogênio, fósforo, potássio, cálcio, magnésio, enxofre, cobre e ferro. As curvas da marcha de absorção dos nutrientes e produção de matéria seca foram obtidas a partir de dados calculados por equações de regressão ajustadas. Considerou-se como quantidades extraídas. O delineamento estatístico foi o de blocos ao acaso. Detectou-se diferenças significativas na produção de matéria seca, absorção de nutrientes e na exportação de nutrientes. O cultivar IAC - 5603 foi o mais precoce na produção de tuberculos, tendo sido os cultivares mais tardios ABAETÊ e TEBERÊ.