Ecocardiografia sob estresse físico e eventos cardíacos maiores em pacientes com ergometria normal

FUNDAMENTO: O teste ergométrico (TE), inicialmente indicado para diagnóstico e estratificação de risco da doença arterial coronariana (DAC), apresenta baixa sensibilidade, o que pode implicar em falha na detecção de pacientes com risco aumentado de eventos adversos. OBJETIVO: Avaliar a ecocardiografia sob estresse físico (EEF) na predição de eventos cardíacos maiores (ECM) e óbitos por todas as causas em pacientes com probabilidade pré-teste intermediária de DAC e TE normal. MÉTODO: Trata-se de estudo retrospectivo em que foram estudados 397 pacientes, com probabilidade pré-teste intermediária de DAC pelo método de Morise e TE normal, submetidos à EEF. Dividiu-se em dois grupos: EEF negativo (G1) ou positivo (G2) para isquemia miocárdica. Os desfechos avaliados foram mortalidade por qualquer causa e ECM, definidos como óbito cardíaco e infarto agudo do miocárdio (IAM) não fatal. RESULTADOS: O grupo G1 constituiu-se de 329 (82,8%) pacientes. A idade média foi de 57,37 ± 11 anos e 44,1% eram do gênero masculino. Durante o seguimento médio de 75,94 ± 17,24 meses, ocorreram 13 óbitos, dentre eles três por causas cardíacas (IAM), além de 13 IAM não fatais. Isquemia miocárdica permaneceu como preditor independente de ECM (RR 2,49; [IC] 95% 1,74-3,58). As variáveis preditoras de mortalidade por qualquer causa foram gênero masculino (RR 9,83; [IC] 95% 2,15-44,97) e idade > 60 anos (RR 4,57; [IC] 95% 1,39-15,23). CONCLUSÃO: A EEF positiva é preditora de ECM na amostra estudada, o que auxilia na identificação de um subgrupo de pacientes sob maior risco de eventos adversos, apesar de apresentarem TE normal.

Risco da radiação ionizante em mulheres férteis submetidas à ablação por radiofrequência

FUNDAMENTO: A Comissão Internacional de Radiologia indica rastreamento com teste de gravidez a todas pacientes do gênero feminino em período fértil que serão submetidas a exame radiológico. Sabe-se que a radiação é teratogênica e que seu efeito é cumulativo. O potencial teratogênico inicia-se com doses próximas às das utilizadas durante esses procedimentos. Não se sabe a prevalência de teste de gravidez positivo em pacientes submetidos a estudo eletrofisiológico e/ou à ablação por cateter em nosso meio. OBJETIVO: Avaliar a prevalência de teste de gravidez positivo em pacientes do gênero feminino encaminhadas para estudo eletrofisiológico e/ou ablação por radiofrequência. MÉTODOS: Estudo transversal com análise de 2.966 pacientes submetidos a estudo eletrofisiológico e/ou ablação por cateter, de junho 1997 a fevereiro 2013, no Instituto de Cardiologia do Rio Grande do Sul. Foram realizados 1.490 exames em mulheres sendo que, destas, 769 encontravam-se em idade fértil. Todas as pacientes foram rastreadas com teste de gravidez no dia anterior ao procedimento. RESULTADOS: Detectou-se positividade do teste em três pacientes, impossibilitando a realização do exame. Observou-se prevalência de 3,9 casos por 1.000 mulheres em idade fértil. CONCLUSÃO: Devido ao baixo custo e à segurança, indica-se a realização de teste de rastreamento para gravidez a todas pacientes em idade fértil, uma vez que o grau de radiação ionizante necessária nesse procedimento é muito próximo ao limiar de teratogenicidade, principalmente no primeiro trimestre, quando os sinais de gestação não são exuberantes.

Avaliação da sensibilidade e especificidade dos exames não invasivos no diagnóstico da estenose de artéria renal

FUNDAMENTO: O envelhecimento e a aterosclerose estão relacionados à hipertensão renovascular em indivíduos idosos. Independentemente das comorbidades, a estenose de artéria renal é, por si só, importante causa de morbidade e mortalidade cardiovascular. OBJETIVO: Definir a sensibilidade, a especificidade, o valor preditivo positivo e o valor preditivo negativo dos exames não invasivos utilizados no diagnóstico de estenose da artéria renal. MÉTODOS: Um grupo de 61 pacientes recrutados permitiram a análise de 122 artérias e a definição de sensibilidade, especificidade e da contribuição relativa de cada exame realizado (Doppler, cintilografia e angiotomografia, comparados a arteriografia renal). RESULTADOS: A média das idades foi de 65,43 (desvio padrão: 8,7) anos. Das variáveis relacionadas à população do estudo e comparadas à arteriografia, duas estiveram correlacionadas à estenose da artéria renal, à disfunção renal e aos triglicerídeos. A mediana do ritmo de filtração glomerular foi de 52,8 mL/min/m². O Doppler identificou sensibilidade de 82,90%, especificidade de 70%, valor preditivo positivo de 85% e valor preditivo negativo de 66,70%. Para a tomografia, encontraram-se sensibilidade de 66,70%, especificidade de 80%, valor preditivo positivo de 87,50% e valor preditivo negativo de 55,20%. Esses achados permitiram identificar os exames que melhor detectavam a estenose. CONCLUSÃO: A tomografia e o Doppler mostraram qualidade e grande possibilidade no diagnóstico de estenose da artéria renal, com vantagem para o segundo, pois não há necessidade do uso de meio de contraste na avaliação de uma doença que, frequentemente, ocorre em diabéticos e associa-se à disfunção renal e à disfunção ventricular esquerda grave.

Índices de onda P na predição de recorrência de fibrilação atrial após isolamento da veia pulmonar

FUNDAMENTO: Índices de ondas P são marcadores interessantes para prever recorrências de fibrilação atrial (FA) pós ablação. OBJETIVO: Esse estudo avalia o valor dos índices de onda P para prever recorrências após isolamento da veia pulmonar (IVP) em pacientes com fibrilação atrial paroxística. MÉTODOS: Foram selecionados 198 pacientes (57 ± 8 anos, 150 homens) com FA paroxística sintomática refratária a medicamentos submetidos ao IVP em nosso hospital. Um eletrocardiograma de 12 derivações foi utilizado para medir a duração da onda P na derivação II, a força terminal de P (FTP) na derivação V1, o eixo e a dispersão da onda P. RESULTADOS: No acompanhamento de 9 ± 3 meses, as recorrências ocorreram em 60 (30,3%) pacientes. Os pacientes que apresentaram recorrência de FA tiveram maior duração média de onda P (122,9 ± 10,3 versus 104,3 ± 14,2 ms, p < 0,001), maior dispersão da onda P (40,7 ± 1,7 ms vs 36,6 ± 3,2 ms, p < 0,001). A duração da onda P > 125 ms apresenta 60% de sensibilidade, especificidade de 90%, valor preditivo positivo (VPP) de 72% e valor preditivo negativo (VPN) de 83,7%, enquanto a dispersão da onda P > 40 ms tem 78% de sensibilidade, 67% de especificidade, PPV 51% e VPN de 87,6%. 48/66 (72,7%) dos pacientes com FTP < -0,04 mm/segundo vs 12/132 (9%) com FTP > -0,04 mm/segundo tiveram recorrência de FA (p < 0,001). O eixo da onda P não diferiu entre os dois grupos. Na análise multivariada, os índices da onda P não foram independentes do tamanho do átrio esquerdo e da idade. CONCLUSÕES: A duração da onda P > 125 ms, a dispersão da onda P > 40 ms e FTP em V1 < -0,04 mm/sec são bons preditores clínicos das recorrências de FA pós IVP em pacientes com fibrilação atrial paroxística; contudo, eles não foram independentes do tamanho do átrio esquerdo e da idade.

Treinamento Físico Aeróbico como Tratamento não Farmacológico da Síncope Neurocardiogênica

Fundamento: Caracterizada por perda súbita e transitória da consciência e do tônus postural, com recuperação rápida e espontânea, a síncope é causada por uma redução aguda da pressão arterial sistêmica e, por conseguinte, do fluxo sanguíneo cerebral. Os resultados insatisfatórios com o uso de fármacos permitiu que o tratamento não farmacológico da síncope neurocardiogênica fosse contemplado como primeira opção terapêutica. Objetivos: Comparar, em pacientes com síncope neurocardiogênica, o impacto do Treinamento Físico Aeróbico (TFA) de moderada intensidade e de uma intervenção controle, na positividade do Teste de Inclinação Passiva (TIP) e no tempo de tolerância ortostática. Métodos: Foram estudados 21 pacientes com história de síncope neurocardiogênica recorrente e TIP positivo. Esses foram aleatorizados em: Grupo Treinado (GT), n = 11, e Grupo Controle (GC), n = 10. O GT foi submetido a 12 semanas de TFA supervisionado, em cicloergômetro, e o GC, a um procedimento controle que consistia na realização de 15 minutos de alongamentos e 15 minutos de caminhada leve. Resultados: O GT apresentou efeito positivo ao treinamento físico, com aumento significativo do consumo de oxigênio-pico. Já o GC não apresentou nenhuma mudança estatisticamente significante, antes e após a intervenção. Após o período de intervenção, 72,7% da amostra do GT apresentou resultado negativo ao TIP, não apresentando síncope na reavaliação. Conclusão: O programa de treinamento físico aeróbico supervisionado por 12 semanas foi capaz de reduzir o número de TIP positivos, assim como foi capaz de aumentar o tempo de tolerância na posição ortostática durante o teste após o período de intervenção.

Custo-Efetividade de Diferentes Estratégias Diagnósticas de Doença Coronária Estável em Portugal

Fundamento: O custo-efetividade é um fator de crescente importância na escolha de um exame ou terapêutica. Objetivo: Avaliar o custo-efetividade de vários métodos habitualmente empregados no diagnóstico de doença coronária estável em Portugal. Métodos: Foram avaliadas sete estratégias diagnósticas. O custo-efetividade de cada estratégia foi definido como o custo por cada diagnóstico correto (inclusão ou exclusão de doença arterial coronária obstrutiva) num doente sintomático. Os custos e a eficácia de cada método foram avaliados por meio de inferência bayesiana e análise de árvores de decisão, fazendo variar a probabilidade pré-teste entre 10 e 90%. Resultados: O custo-efetividade das várias estratégias diagnósticas é fortemente dependente da probabilidade pré-teste. Em doentes com probabilidade pré-teste ≤ 50%, os algoritmos diagnósticos, que incluem a angiotomografia computadorizada cardíaca são os mais custo-efetivos. Nesses doentes, dependendo da probabilidade pré-teste e da disponibilidade para pagar por diagnóstico correto adicional, a angiotomografia computadorizada pode ser usada como teste de primeira linha ou ser reservada a doentes com teste ergométrico positivo/inconclusivo ou escore de cálcio > 0. Em doentes com probabilidade pré-teste ≥ 60%, o envio direto para angiografia coronária invasiva parece ser a estratégia mais custo-efetiva. Conclusão: Os algoritmos diagnósticos, que incluem a angiotomografia computadorizada cardíaca, são os mais custo-efetivos em doentes sintomáticos com suspeita de doença arterial coronária estável e probabilidade pré-teste ≤ 50%. Em doentes de risco mais elevado (probabilidade pré-teste ≥ 60%), o envio direto para coronariografia invasiva parece ser a estratégia mais custo-efetiva. Em todas as probabilidades pré-teste, as estratégias baseadas em testes de isquemia parecem ser mais onerosas e menos eficazes que aquelas baseadas em testes anatômicos.

As distribuições do acaso

1) Chamamos um desvio relativo simples o quociente de um desvio, isto é, de uma diferença entre uma variável e sua média ou outro valor ideal, e o seu erro standard. D= v-v/ δ ou D = v-v2/δ Num desvio composto nós reunimos vários desvios de acordo com a equação: D = + Σ (v - 2)²: o o = o1/ o o Todo desvio relativo é caracterizado por dois graus de liberdade (número de variáveis livres) que indicam de quantas observações foi calculado o numerador (grau de liberdade nf1 ou simplesmente n2) e o denominador (grau de liberdade nf2 ou simplesmente n2). 2) Explicamos em detalhe que a chamada distribuição normal ou de OAUSS é apenas um caso especial que nós encontramos quando o erro standard do dividendo do desvio relativo é calculado de um número bem grande de observações ou determinado por uma fórmula teórica. Para provar este ponto foi demonstrado que a distribuição de GAUSS pode ser derivada da distribuição binomial quando o expoente desta torna-se igual a infinito (Fig.1). 3) Assim torna-se evidente que um estudo detalhado da variação do erro standard é necessário. Mostramos rapidamente que, depois de tentativas preliminares de LEXIS e HELMERT, a solução foi achada pelos estatísticos da escola londrina: KARL PEARSON, o autor anônimo conhecido pelo nome de STUDENT e finalmente R. A. FISHER. 4) Devemos hoje distinguir quatro tipos diferentes de dis- tribuições de acaso dos desvios relativos, em dependência de combinação dos graus de liberdade n1 e n2. Distribuição de: fisher 1 < nf1 < infinito 1 < nf2 < infinito ( formula 9-1) Pearson 1 < nf1 < infinito nf 2= infinito ( formula 3-2) Student nf2 = 1 1 < nf2= infinito ( formula 3-3) Gauss nf1 = 1 nf2= infinito ( formula 3-4) As formas das curvas (Fig. 2) e as fórmulas matemáticas dos quatro tipos de distribuição são amplamente discutidas, bem como os valores das suas constantes e de ordenadas especiais. 5) As distribuições de GAUSS e de STUDENT (Figs. 2 e 5) que correspondem a variação de desvios simples são sempre simétricas e atingem o seu máximo para a abcissa D = O, sendo o valor da ordenada correspondente igual ao valor da constante da distribuição, k1 e k2 respectivamente. 6) As distribuições de PEARSON e FISHER (Fig. 2) correspondentes à variação de desvios compostos, são descontínuas para o valor D = O, existindo sempre duas curvas isoladas, uma à direita e outra à esquerda do valor zero da abcissa. As curvas são assimétricas (Figs. 6 a 9), tornando-se mais e mais simétricas para os valores elevados dos graus de liberdade. 7) A natureza dos limites de probabilidade é discutida. Explicámos porque usam-se em geral os limites bilaterais para as distribuições de STUDENT e GAUSS e os limites unilaterais superiores para as distribuições de PEARSON e FISHER (Figs. 3 e 4). Para o cálculo dos limites deve-se então lembrar que o desvio simples, D = (v - v) : o tem o sinal positivo ou negativo, de modo que é em geral necessário determinar os limites bilaterais em ambos os lados da curva (GAUSS e STUDENT). Os desvios relativos compostos da forma D = O1 : o2 não têm sinal determinado, devendo desprezar-se os sinais. Em geral consideramos apenas o caso o1 ser maior do que o2 e os limites se determinam apenas na extremidade da curva que corresponde a valores maiores do que 1. (Limites unilaterais superiores das distribuições de PEARSON e FISHER). Quando a natureza dos dados indica a possibilidade de aparecerem tanto valores de o(maiores como menores do que o2,devemos usar os limites bilaterais, correspondendo os limites unilaterais de 5%, 1% e 0,1% de probabilidade, correspondendo a limites bilaterais de 10%, 2% e 0,2%. 8) As relações matemáticas das fórmulas das quatro distribuições são amplamente discutidas, como também a sua transformação de uma para outra quando fazemos as necessárias alterações nos graus de liberdade. Estas transformações provam matematicamente que todas as quatro distribuições de acaso formam um conjunto. Foi demonstrado matematicamente que a fórmula das distribuições de FISHER representa o caso geral de variação de acaso de um desvio relativo, se nós extendermos a sua definição desde nfl = 1 até infinito e desde nf2 = 1 até infinito. 9) Existe apenas uma distribuição de GAUSS; podemos calcular uma curva para cada combinação imaginável de graus de liberdade para as outras três distribuições. Porém, é matematicamente evidente que nos aproximamos a distribuições limitantes quando os valores dos graus de liberdade se aproximam ao valor infinito. Partindo de fórmulas com área unidade e usando o erro standard como unidade da abcissa, chegamos às seguintes transformações: a) A distribuição de STUDENT (Fig. 5) passa a distribuição de GAUSS quando o grau de liberdade n2 se aproxima ao valor infinito. Como aproximação ao infinito, suficiente na prática, podemos aceitar valores maiores do que n2 = 30. b) A distribuição de PEARSON (Fig. 6) passa para uma de GAUSS com média zero e erro standard unidade quando nl é igual a 1. Quando de outro lado, nl torna-se muito grande, a distribuição de PEARSON podia ser substituída por uma distribuição modificada de GAUSS, com média igual ale unidade da abcissa igual a 1 : V2 n 1 . Para fins práticos, valores de nl maiores do que 30 são em geral uma aproximação suficiente ao infinito. c) Os limites da distribuição de FISHER são um pouco mais difíceis para definir. I) Em primeiro lugar foram estudadas as distribuições com n1 = n2 = n e verificamos (Figs. 7 e 8) que aproximamo-nos a uma distribuição, transformada de GAUSS com média 1 e erro standard l : Vn, quando o valor cresce até o infinito. Como aproximação satisfatória podemos considerar nl = n2 = 100, ou já nl =r n2 - 50 (Fig. 8) II) Quando n1 e n2 diferem (Fig. 9) podemos distinguir dois casos: Se n1 é pequeno e n2 maior do que 100 podemos substituir a distribuição de FISHER pela distribuição correspondente de PEARSON. (Fig. 9, parte superior). Se porém n1é maior do que 50 e n2 maior do que 100, ou vice-versa, atingimos uma distribuição modificada de GAUSS com média 1 e erro standard 1: 2n1 n3 n1 + n2 10) As definições matemáticas e os limites de probabilidade para as diferentes distribuições de acaso são dadas em geral na literatura em formas bem diversas, usando-se diferentes sistemas de abcissas. Com referência às distribuições de FISHER, foi usado por este autor, inicialmente, o logarítmo natural do desvio relativo, como abcissa. SNEDECOR (1937) emprega o quadrado dos desvios relativos e BRIEGER (1937) o desvio relativo próprio. As distribuições de PEARSON são empregadas para o X2 teste de PEARSON e FISHER, usando como abcissa os valores de x² = D². n1 Foi exposto o meu ponto de vista, que estas desigualdades trazem desvantagens na aplicação dos testes, pois atribui-se um peso diferente aos números analisados em cada teste, que são somas de desvios quadrados no X2 teste, somas des desvios quadrados divididos pelo grau de liberdade ou varianças no F-teste de SNEDECOR, desvios simples no t-teste de STUDENT, etc.. Uma tábua dos limites de probabilidade de desvios relativos foi publicada por mim (BRIEGER 1937) e uma tábua mais extensa será publicada em breve, contendo os limites unilaterais e bilaterais, tanto para as distribuições de STUDENT como de FISHER. 11) Num capítulo final são discutidas várias complicações que podem surgir na análise. Entre elas quero apenas citar alguns problemas. a) Quando comparamos o desvio de um valor e sua média, deveríamos corretamente empregar também os erros de ambos estes valores: D = u- u o2 +²5 Mas não podemos aqui imediatamente aplicar os limites de qualquer das distribuições do acaso discutidas acima. Em geral a variação de v, medida por o , segue uma distribuição de STUDENT e a variação da média V segue uma distribuição de GAUSS. O problema a ser solucionado é, como reunir os limites destas distribuições num só teste. A solução prática do caso é de considerar a média como uma constante, e aplicar diretamente os limites de probabilidade das dstribuições de STUDENT com o grau de liberdade do erro o. Mas este é apenas uma solução prática. O problema mesmo é, em parte, solucionado pelo teste de BEHRENDS. b) Um outro problema se apresenta no curso dos métodos chamados "analysis of variance" ou decomposição do erro. Supomos que nós queremos comparar uma média parcial va com a média geral v . Mas podemos calcular o erro desta média parcial, por dois processos, ou partindo do erro individual aa ou do erro "dentro" oD que é, como explicado acima, uma média balançada de todos os m erros individuais. O emprego deste último garante um teste mais satisfatório e severo, pois êle é baseado sempre num grau de liberdade bastante elevado. Teremos que aplicar dois testes em seguida: Em primeiro lugar devemos decidir se o erro ou difere do êrro dentro: D = δa/δ0 n1 = np/n2 m. n p Se este teste for significante, uma substituição de oa pelo oD não será admissível. Mas mesmo quando o resultado for insignificante, ainda não temos certeza sobre a identidade dos dois erros, pois pode ser que a diferença entre eles é pequena e os graus de liberdade não são suficientes para permitir o reconhecimento desta diferença como significante. Podemos então substituirmos oa por oD de modo que n2 = m : np: D = V a - v / δa Np n = 1 n2 = np passa para D = v = - v/ δ Np n = 1 n2 = m.n p as como podemos incluir neste último teste uma apreciação das nossas dúvidas sobre o teste anterior oa: oD ? A melhor solução prática me parece fazer uso da determinação de oD, que é provavelmente mais exata do que oa, mas usar os graus de liberdade do teste simples: np = 1 / n2 = np para deixar margem para as nossas dúvidas sobre a igualdade de oa a oD. Estes dois exemplos devem ser suficientes para demonstrar que apesar dos grandes progressos que nós podíamos registrar na teoria da variação do acaso, ainda existem problemas importantes a serem solucionados.

Contribuições à teoria da genética em populações

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

Adubação NPK, calagem e diagnose foliar do amendoim

Com o objetivo de estudar a resposta do amendoim à aplicações isoladas e combinadas de N, de P, de K e Ca, realizou-se um ensaio fatorial 2³ para N P K, com aplicação do calcáreo em metade de cada parcela. O experimento foi conduzido no Município de Bariri, Estado de São Paulo. Apenas a calagem aumentou a produção significativamente. O potássio exerceu efeito positivo nas concentrações de nitrogênio, de fósforo e de potássio das fôlhas, embora a sua concentração não tenha aumentado significativamente em todos os tratamentos. A correlação entre teor de K nas fôlhas e a produção foi positiva e altamente significativa.

Nutrição mineral de hortaliças. XXIII. Influência do cálcio no desenvolvimento do tomateiro, variedade santa cruz, linhagem Kada e Samano

No sentido de aquilatar, o efeito dos níveis 0, 50, 100, 200 e 400 ppm de cálcio na solução nutritiva, sobre o desenvolvimento; obtenção do quadro sintomatológico da carência de cálcio; níveis adequados de cálcio; sementes de tomates Santa Cruz, linhagens Samano e Kada foram semeadas em substrato de silica. Plântulas foram submetidas a solução nutritiva completa, acrescida de níveis de cálcio supra citados, por um período de 90 dias. Após este período, dados de altura, peso da matéria verde e seca, número total de frutos foram coletados. A primeira folha e os frutos foram analisados para cálcio. Observa-se um efeito positivo dos níveis de cálcio sobre o desenvolvimento de ambas as linhagens. O não aparecimento da podridão estilar está condicionado ao nível de 3,11-3,25% de cálcio na primeira folha, aos 90 dias. a linhagem Kada possue maior capacidade nutritiva é de 400 ppm para a linhagem Samano sendo indeterminado para a linhagem Kada.

Efeito de algumas variáveis de processamento sobre propriedades organoléticas, físicas e químicas de massa obtida com a carne de poedeiras (Gallus gallus domesticus)

Carne de galinhas leves, da raça Leghorn, foi utilizada, ao final da exploração comercial, para estudar o efeito da adição de sais (cloreto de sódio, isoladamente, ou em combinação com fosfatos alcalinos), em diferentes fases do processamento, sobre características organoléticas, físicas e químicas da carne. Soluções salinas foram injetadas nas carcaças imediatamente após a evisceração, seis horas após a mesma e depois de um período de congelação (-23°C) de cerca de um mês e meio. Feita a desossa, a carne recebeu, como ingrediente de cura, nitrito de sódio e, como flavorizante, uma solução aquosa de componentes da fumaça. Após trituração, a massa assim obtida foi submetida a processamento térmico até a temperatura interna de 80°C e, depois de resfriada, congelada a -23°C por cerca de dois meses. Em teste de preferência, realizado pelo método da escala hedônica, as amostras foram classificadas, em média, como agradáveis, para os fatores de qualidade considerados (cor, textura e «flavor»); houve exceção das amostras obtidas através da adição de cloreto de sódio, isoladamente, antes da congelação da carne crua, as quais foram consideradas desagradáveis em relação à cor e à textura. Os resultados sugerem que uma semi-conserva de boa aceitação em nosso meio pode ser obtida - através de processamento envolvendo desossa, trituração, cura, defumação e pasteurização - com a carne de poedeiras descartadas da produção por motivo de ordem econômica. Os resultados sugerem também a existência de um efeito positivo, sobre a liga, do pirofosfato de sódio, adicionado à carne (juntamente com cloreto de sódio) logo após o abate, em relação à adição feita seis horas «post mortem».

Influência da adubação foliar com NPK, na cultura algodoeira (G. hirsutum L. var. IAC-12), sobre a qualidade da fibra e da semente

Aplicações de fertilizantes por via foliar e ao solo foram comparados na cultura algodoeira, utilizando-se a variedade IAC-12, com a finalidade de se estudar uma influência sobre alguns caracteres físicos da fibra e da semente. Tanto na adubação ao solo, como na foliar, foram utilizados como fonte de nitrogênio, a uréia (46%N), como fonte de fósforo, o superfosfato concentrado (45% P2O2) e como fonte de potássio, o cloreto de potássio (60% K2O). Os resultados obtidos mostram que entre as características físicas da análise da fibra, encontrou-se um efeito positivo no comprimento da fibra, resistência da fibra, resistência do fio e maior peso de semente (índice de semente) quando o cloreto de potássio foi aplicado por via foliar. Quanto à uniformidade da fibra e ao índice de finura, não houve influência da adubação foliar com nenhum dos três elementos. Nestes casos, a adubação ao solo, proporcionou melhores resultados. Deve-se ressaltar que com a dose mais alta de fósforo (60 kg de P2O5/ha), o valor do índice de finura foi maior. O adubo nitrogenado na dose de 40 kg de N/ha, influenciou na resistência da fibra (Pressley).

Determinação do potássio em fertilizantes por fotometria de chama de emissão

O presente trabalho teve por objetivo o estudo do método fotométrico de chama para a determinação do potássio em fertilizantes quando aplicado em extrato simplesmente aquoso e em extrato aquoso contendo oxalato de amônio, comparativamente com o método volumétrico do tetrafenilborato de sódio (TFBS). Os dados obtidos mostraram que o método fotométrico de chama baseado no emprego de extratos simplesmente aquosos de fertilizantes apresentou resultados sempre inferiores ao obtidos pelo método do T.F.B.S. e seu relativo foi, em média, de - 0,76% nos fertilizantes simples e em torno de - 3% nas misturas de fertilizantes. O método fotométrico de chama baseado no emprego de extratos aquosos contendo oxalato de amônio apresentou resultados bastante próximos aos obtidos com o método do T.F.B.S. e seu erro relativo foi, em média, de - 0,35% nos fertilizantes simples e em torno de 0,7% nas misturas de fertilizantes, mas com a alternância entre positivo e negativo. A preciasão foi elevada, mas esmerado cuidado é exigido nas diluições.

Aplicação do sistema integrado de diagnose e recomendação para diferentes solos e épocas de amostragem foliar em soqueira de cana-de-açúcar (Saccharum spp.)

Com o objetivo de se estudar a aplicação do Sistema Integrado de Diagnose e Recomendação (DRIS) em cana-de-açucar, confrontou-se esta metodologia com a técnica da diagnose foliar baseada no nível crítico. Desse modo, observou-se o efeito de diferentes épocas de amostragem foliar de soqueiras cultivadas em 4 Grandes Grupos de Solos e, num deles, dois regimes hídricos: irrigado e não irrigado. Os ensaios se basearam no esquema fatorial N x P x K x L, onde L = localização dos fertilizantes em superfície e em profundidade, com as dosagens 0 - 60 - 120 -180 kg N/ha, 0-45 kg P(2)0(5)/ha e 0-90-180 kg K2O/ha. Os solos utilizados foram Latossol Roxo (LR) , Podzolico Vermelho Amarelo variação Laras (PVls), Latossol Vermelho Amarelo - fase arenosa (LVa) e o Latossol Vermelho Escuro-orto (LE) não controlado e sob irrigação por aspersão. A variedade empregada foi a CB 41-76 e coletou-se a folha +3 aos 3, 4, 5 e 6 meses de idade da cana-soca. As parcelas eram constituídas por 3 linhas úteis, 2 linhas de bordadura interna e 2 de bordadura externa, num total de 7 linhas com 10 m de comprimento e 1,5 m de espaçamento, ocupando uma área de 105 m². Os dados mostraram que a localização dos fertilizantes em profundidade não proporcionou efeito positivo nas produtividades agrícolas e de açúcar por área,com exceção ao solo PVls. De modo geral, o nitrogênio e o potássio aumentaram de forma linear os rendimentos da cana-de-açúcar, salvo para o potássio no solo LR. O fósforo elevou a produção agrícola para os solos LE, LR e PVls e provocou aumento da produção de açúcar por área para os dois primeiros solos. A irrigação não indicou benefício para a soqueira em solo LE. Foi possível o estabelecimento dos níveis críticos de N e K apenas para algumas épocas de amostragem foliar, enquanto para o fósforo os mesmos não foram viáveis para nenhuma época de coleta da folha +3. A época de coleta do tecido vegetal e o tipo de solo afetaram os níveis críticos de N e K. Por outro lado, o DRIS mostrou ser metodologia adequada para o diagnostico de N, P e K em soquei ras de cana-de-açucar e a interpretação dos índices transformados e praticamente inalterada com a época de amostragem foliar. Possuindo também, a propriedade de ter sua aplicação para diferentes tipos de solos.

Efeitos de épocas e de modos de aplicação do sulfato de amônio- 15N e interação nitrogênio - 15N - fósforo - 32P, na quantidade e teores de N, P, K na planta e na folha do milho, na produção, na quantidade de proteína e eficiência do nitrogênio do fertilizante convertido em proteína

O experimento constou de 10 tratamentos, com 6 repetições. Em todos os tratamentos, o fósforo - 32P foi aplicado em faixa, enquanto que variam os modos de aplicação de nitrogênio - 15N, o qual foi incorporado ao solo, ou colocado na mesma faixa que o superfosfato, ou em faixa em separado, na semeadura, ou aplicado lateralmente 35, 63, 73 e 82 dias após a semeadura. A quantidade de nitrogênio foi de 80 kg/ha na forma de sulfato de amônio - N e a de fósforo de 15 kg/ha na forma de superfosfato - 32P. Verificou-se que: 1) maior produção foi obtida quando o nitrogênio e o fósforo foram misturados e aplicados em faixa na semeadura; 2) menor produção e menor quantidade de proteína foram obtidas quando o fósforo foi aplicado em faixa e o nitrogênio aplicado lateralmente 83 dias após a semeadura; 3) a aplicação do fósforo em faixa na semeadura e a aplicação do nitrogênio lateralmente, 63 dias apos a semeadura deu ensejo a maior quantidade de proteína e a maior eficiência do nitrogênio do fertilizante na sua conversão em proteína; 4) em relação a percentagem do fosforo na planta proveniente do fertilizante, a absorção de fósforo foi maior quando o nitrogênio e o fósforo foram misturados e aplicados na mesma faixa, indicando, assim, um efeito do NH* na absorção do fósforo, porem este efeito desapareceu aos 63 dias. Em relação a % NPPF, houve um efeito de curta duração do fósforo na absorção do nitrogênio; 5) o milho continua absorvendo o nitrogênio do fertilizante, mesmo quando aplicado, lateralmente, aos 73 dias e 83 dias após a semeadura, com reflexo positivo no aumento do teor e quantidade de proteína; 6) a folha do milho +2 pode ser escolhida para analises 73 dias após a semeadura como indicador do estado nutricional do milho em nitrogênio e fósforo. No caso do potássio, a folha +2 devera ser analisada 117 dias após a semeadura; 7) o super fosfato na dose utilizada constituiu um fator limitante na produção.