Alterações clínicolaboratoriais em pacientes com malária por Plasmodium vivax e deficiência de glicose-6-fosfato desidrogenase tratados com 0,50mg/kg/dia de primaquina

O efeito adverso da primaquina na dose de 0,50mg/kg/dia foi investigado em onze pacientes com malária vivax (três com deficiência de glicose-6-fosfato desidrogenase). Alterações clínicas e laboratoriais indicaram hemólise aguda apenas nos enzimopênicos, o que fez com que o tratamento fosse interrompido. Nossos resultados sugerem a necessidade do emprego de um teste de triagem para a deficiência de G6PD em áreas endêmicas de malária vivax a fim de se evitar complicações causadas pelo uso da primaquina.

Características clínicas da leishmaniose tegumentar em crianças de 0 a 5 anos em uma área endêmica de Leishmania (Viannia) braziliensis

Para caracterizar a clínica da leishmaniose tegumentar em crianças de 0 a 5 anos de idade, foram avaliadas, retrospectivamente, 4.464 fichas clínicas do Centro de Saúde de Corte de Pedra, Presidente Tancredo Neves, Bahia, Brasil, área endêmica de leishmaniose tegumentar americana, entre maio de 1987 e dezembro de 1995. Foram registrados neste período 4.275 casos novos de leishmaniose, dos quais, 491 (11,5%) correspondiam a crianças de 0 a 5 anos. A razão entre gênero masculino e feminino nas crianças foi 1,1:1. A forma clínica predominante foi a cutânea (98%) e as lesões ulceradas foram as mais freqüentes (99%). A localização das lesões ocorreu, principalmente, acima da cintura (p<0,05), e 35,5% apresentaram lesões múltiplas. A magnitude da doença em crianças, a freqüência semelhante observada em ambos os gêneros e a localização das lesões sugere a possibilidade de transmissão vetorial no domicílio ou peridomicílio.

Atypical lymphocytosis in leptospirosis: a cohort of hospitalized cases between 1996 and 2009 in State of Rio de Janeiro, Brazil

INTRODUCTION: Leptospirosis is a zoonotic disease found in tropical and temperate countries, and its clinical diagnostic confusion with arboviruses (dengue fever, oropouche fever and yellow fever), Brazilian spotted fever, viral hepatitis and hantaviruses has been an ongoing public health concern. The aim of this observational study was to demonstrate an association between findings of atypical lymphocytosis and the progression of endemic leptospirosis. METHODS: A retrospective analysis was performed on the demographic, epidemiological, clinical and laboratory aspects of 27 human leptospirosis cases that occurred over a period of 13 years (1996-2009) with no reported epidemic outbreaks in Rio de Janeiro, Brazil. RESULTS: The overall mortality rate was 11.1% in our cohort of hospitalized cases. However, there was no mortality among patients with atypical lymphocytosis (OR = 11.1; 95% CI = 1.12-110.9; p = 0.04). Two patients who were in the septicemic phase showed signs of expansion of γδ T cell responses in peripheral blood. CONCLUSIONS: Atypical lymphocytosis may be observed in patients with leptospirosis. Our observations suggest that these atypical leukocyte subsets are associated with partial protection during the disease course of leptospirosis.

Serological survey for Chagas disease in the rural areas of Manaus, Coari, and Tefé in the Western Brazilian Amazon

INTRODUCTION: Deforestation, uncontrolled forest, human population migration from endemic areas, and the large number of reservoirs and wild vectors naturally infected by Trypanosoma cruzi promote the endemicity of Chagas disease in the Amazon region. METHODS: We conducted an initial serological survey (ELISA) in a sample of 1,263 persons; 1,095 (86.7%) were natives of the State of Amazonas, 666 (52.7%) were male, and 948 (75.1%) were over 20 years old. Serum samples that were found to be reactive, indeterminate, or inconclusive by indirect immunofluorescence (IFI) or positive with low titer by IFA were tested by Western blot (WB). Serologically confirmed patients (WB) were evaluated in terms of epidemiological, clinical, ECG, and echocardiography characteristics. RESULTS: Fifteen patients had serologically confirmed T. cruzi infection, and 12 of them were autochthonous to the state of Amazonas, for an overall seroprevalence of 1.2% and 0.9% for the state of Amazonas. Five of the 15 cases were males, and the average age was 47 years old; most were farmers with low education. One patient who was not autochthonous, having originated from Alagoas, showed right bundle branch block, bundle branch block, and anterosuperior left ventricular systolic dysfunction with an ejection fraction of 54%. CONCLUSIONS: The results of this study ratify the importance of monitoring CD cases in Amazonia, particularly in the state of Amazonas.

Slow clinical improvement after treatment initiation in Leishmania/HIV coinfected patients

INTRODUCTION: In Brazil there is a large area of overlap of visceral leishmaniasis (VL) and HIV infection, which favored a increased incidence of coinfection Leishmania/HIV. METHODS: This study evaluated 65 consecutive patients with VL and their clinical response to treatment in two health care settings in Belo Horizonte, Brazil. RESULTS: At baseline, the clinical picture was similar between both groups, although diarrhea and peripheral lymphadenomegaly were more frequent in HIV-infected subjects. HIV-positive patients had lower median blood lymphocyte counts (686/mm³ versus 948/mm³p = 0.004) and lower values of alanine aminotransferase (ALT) (48IU/L versus 75.6IU/L p = 0.016) than HIV-negative patients. HIV-positive status (hazard ratio = 0.423, p = 0.023) and anemia (HR = 0.205, p = 0.002) were independent negative predictors of complete clinical response following antileishmanial treatment initiation. CONCLUSIONS: This study reinforces that all patients with VL should be tested for HIV infection, regardless of their clinical picture. This practice would allow early recognition of coinfection with initiation of antiretroviral therapy and, possibly, reduction in treatment failure.

EFICIÊNCIA DA ISCA MIREX-S (SULFURAMIDA 0,3%) NO CONTROLE DE Atta cephalotes(HYMENOPTERA: FORMICIDAE) EM TRÊS DOSAGENS

Este trabalho foi realizado em reflorestamentos de eucalipto híbrido urograndis (Eucalyptus urophyllaX Eucalyptus grandis)da Jari Celulose S.A, no município de Almerim, Pará, de julho de 1993 a janeiro de 1994. Objetivou-se testar a eficiência da isca granulada Mirex-S (sulfluramida 0,3%), nas dosagens de 6, 8 e 10 gramas por metro quadrado de formigueiro, em comparação com 10 gramas de uma isca a base de dodecacloro (0,45%) para o controle de Atta cephalotes(Hymenoptera: Formicidae). A isca Mirex-S apresentou índices de controle, respectivamente, de 72,70%, 83,33% e 91,67%, em contrapartida com 87,50% da isca a base de dodecacloro. A isca Mirex-S, a 8 e 10 gramas por metro quadrado de formigueiro, pode substituir com eficiência as iscas à base de dodecacloro para o controle de A. cephalotes.

Características de adsorção de fósforo em alguns solos da Amazônia Central

Com o objetivo de determinar as características de adsorção de fósforo utilizando-se a isoterma de Langmuir, e suas relações com algumas propriedades físicas e químicas de solos, foi desenvolvido um estudo no Laboratório de Solos do Instituto Nacional de Pesquisas da Amazônia (INPA), com amostras da camada superficial (0 - 20 cm) de oito solos do Estado do Amazonas. Grande variação na capacidade máxima de adsorção (CMAP), energia de adsorção e fator capacidade de P máximo (FCPmáx) foi observado. O Plintossolo Argilúvico alumínico (FTa) foi o solo que apresentou os maiores valores de CMAP e FCPmáx e o Latossolo Amarelo1 (LAx -1) apresentou o maior valor de energia de adsorção. A CMAP variou de 0,297 a 0,888 mg P g-1 de solo, a energia de adsorção ficou na faixa de 0,230 a 0,730 L mg-1, e o FCPmáx variou de 137 a 593 mL g-1. O parâmetro FCPmáx obedeceu à seguinte ordem decrescente: Plintossolo Argilúvico alumínico > Latossolo Amarelo 1 > Latossolo Amarelo 3 > Latossolo Amarelo 6 > Latossolo Amarelo 2 > Latossolo Amarelo 4 > Argissolo Amarelo distrófico > Latossolo Amarelo 5. A CMAP e o FCPmáx correlacionaram-se positivamente com o conteúdo de argila (r = 0,948** e r = 0,962** ) e alumínio trocável (r = 0,688* e r = 0,666* ), e negativamente com a saturação de bases (r = - 0,667* e r = - 0,761*), respectivamente. A energia de adsorção apresentou correlação positiva com o conteúdo de argila (r = 0,783*) e negativa com a saturação de bases (r = - 0,775*).

Contribuição ao estudo do magmatismo Paleo e Mesoproterozóico do SW do Craton Amazônico através da aplicação de isótopos estáveis de O, H e S

Os isótopos estáveis de O, H e S foram utilizados para investigar a origem das rochas magmáticas nos Terrenos Jauru e Pontes e Lacerda do SW do Craton Amazônico, estado de Mato Grosso, Brasil. No Terreno Jauru as rochas granitóides do Greenstone belt Alto Jauru e da Suíte Cachoeirinha apresentam valores de δ18O entre +9,0‰ e +6,3‰ que indicam derivação a partir de magmas juvenis. Na Suíte Intrusiva Rio Branco valores de δ18O para rochas básicas estão entre +5,4‰ e +5,8‰ e para rochas félsicas entre +8,7‰ e +9,0‰; rochas intermediárias apresentam valores entre +7,3‰ e +8,3‰. Os valores mais baixos de δ18O, obtidos nas rochas básicas, são compatíveis com derivação mantélica, porém as rochas félsicas apresentam valores de δ18O compatíveis com origem crustais. Análises de isótopos estáveis de H (rocha total) forneceram valores de δD entre - 83‰ e -92‰, diferente das assinaturas de rochas metamórficas e de águas meteóricas. Resultados em sulfetos para isótopos estáveis de S em rochas básicas e intermediárias desta suíte apresentam valores de δ34S coerentes com uma fonte mantélica (entre + 0,7‰ e +3,8‰), enquanto os valores de δ34S (entre +5,2‰ e +6,1‰) obtidos nas rochas félsicas sugerem participação crustal na sua gênese. Na Suíte Santa Helena (Terreno Pontes e Lacerda) os resultados obtidos para δ18O se agrupam entre +4,4‰ e +8,9‰ indicando uma origem mantélica. O presente estudo confirma a importância da aplicação de isótopos estáveis para a compreensão de processos magmáticos e evolução crustal.

Impacto da conversão floresta - pastagem nos estoques e na dinâmica do carbono e substâncias húmicas do solo no bioma Amazônico

O presente estudo avaliou as consequências do desmatamento e a utilização do solo com Brachiaria brizantha em relação ao estoque e dinâmica de C e frações húmicas em duas floresta-pastagem no Acre. A primeira localizada sequências município de Rio Branco em área de Floresta Aberta com bambu e palmeira e duas pastagens de B. brizantha de 3 e 10 anos com predomínio de Argissolo Vermelho-Amarelo alítico plíntico. O segundo situado no município de Senador Guiomard em área de Floresta Densa e pastagem de B. brizantha de 20 anos em Latossolo Vermelho-Amarelo distrófico. Em cada local foram coletadas, em triplicata, amostras de solos nas profundidades de 0-5, 5-10, 10-20 e 20-40 cm. Nestas amostras foram avaliadas as características físico-químicas, o C das substâncias húmicas e da matéria orgânica leve, e a composição isotópica do solo e das respectivas frações orgânicas até 1 m de profundidade, determinando o percentual de C derivado da pastagem e da floresta. Houve incremento nos estoques de C do solo e nos valores de δ13C do solo com o tempo de utilização da pastagem, em ambas as sucessões. A porcentagem de C derivado de pastagem foi expressiva na camada superficial do sistema com 20 anos de uso, com proporções que chegaram a 70% do C total. Os valores de δ13C para os ácidos húmicos variaram de -12,19 a -17,57 ‰, indicando maior proporção de C derivado da pastagem. A estabilidade estrutural da MOS, inferida pela relação humina com as frações ácido fúlvico e ácido húmico (HUM/FAF+FAH), tenderam a diminuir nos ecossistemas de pastagem quando comparada com as florestas naturais.

Uso dos fenóis da lignina no estudo da matéria orgânica na várzea do Lago Grande Curuái, Pará e no Lago do Caçó, Maranhão, Brasil

Este estudo tem por objetivo caracterizar os sedimentos superficiais, quanto ao seu teor e qualidade dos fenóis da lignina, em dois sistemas lacustres distintos: a Várzea do Lago Grande Curuái (PA) e o Lago do Caçó (MA). A Várzea do Lago Grande Curuái é localizada na margem direita do Rio Amazonas, aproximadamente 850 km da foz e é caracterizada pela presença de lagos de águas brancas e pretas. O Lago do Caçó está localizado no Maranhão, na borda do ecossistema amazônico. Foram realizadas análises da concentração de lignina (λ), carbono orgânico total (COT), nitrogênio e isótopos do carbono (δ13C). Os resultados indicam que os sedimentos superficias de lagos de águas brancas apresentam baixos valores de COT (1,5 a 3,6%), baixa concentração de λ (0,73 a 1,28 mg.100mg CO-1) e alto índice de degradação (0,29 a 2,01). Os sedimentos superficiais de lagos de águas pretas apresentam maiores valores de COT (6,0 a 12,1%) e de λ (1,44 a 1,93 mg.100mg CO-1) em relação aos sedimentos de lagos de águas brancas, porém baixos em comparação com os sedimentos do Lago do Caçó (7,2 ~ 15,3% e 1,83 ~ 4,64 mg .100mg CO-1, respectivamente). Através das análises realizadas foi possível identificar diferentes contribuições de fontes assim como diferentes estados de preservação da matéria orgânica sedimentada nos dois sistemas apresentados.

Propriedades psicométricas da Escala de Atitudes Alimentares Transtornadas para adultos do sexo masculino

OBJETIVO: Avaliar as propriedades psicométricas da Escala de Atitudes Alimentares Transtornadas (EAAT) para o sexo masculino. MÉTODOS: Duzentos e vinte e oito universitários (18-39 anos) responderam à EAAT, originalmente desenvolvida e validada para o sexo feminino. A consistência interna foi avaliada pelo Alpha de Cronbach e a validade convergente, por meio do coeficiente de correlação de Pearson comparando os escores da EAAT, do Teste de Atitudes Alimentares (EAT) e da Escala de Restrição (RS). A reprodutibilidade foi avaliada aplicando a escala numa subamostra (n = 38) com um mês de intervalo utilizando o coeficiente de correlação intraclasse (CCI). A validade known-groups foi obtida comparando o escore dos universitários na EAAT com o escore de homens com diagnóstico de transtornos alimentares (TA) (n = 28). RESULTADOS: A consistência interna da escala foi de 0,63. O escore da EAAT foi correlacionado com a EAT (r = 0,65) e RS (r = 0,51), e o CCI entre o teste e o reteste foi de 0,948. A análise known-groups diferenciou pacientes com TA de estudantes universitários (p < 0,001). CONCLUSÕES: A escala apresentou propriedades psicométricas adequadas e pode ser utilizada em estudos com homens adultos - uma vez que o constructo é pouco explorado em homens. Recomenda-se, de qualquer forma, uma revisão da escala e desenvolvimento de instrumentos específicos para o público masculino.

Avaliação do consumo alimentar de crianças de 0 a 24 meses com cardiopatia congênita

FUNDAMENTO: As crianças com cardiopatia congênita geralmente são desnutridas e apresentam algum grau de comprometimento funcional e/ou estrutural dos orgãos. Existe, ainda, uma deficiência na ingestão de nutrientes, corroborada pelo controle hídrico, que limita o aporte nutricional de alguns cardiopatas. OBJETIVO: Avaliar o consumo alimentar de crianças com cardiopatia congênita internadas na Unidade de Pediatria Cardiológica de hospital-escola público. MÉTODOS: O consumo de alimentos e nutrientes foi calculado pelo consumo alimentar de três dias (método direto de pesagem) e o cálculo das calorias e nutrientes foi feito pelo software Virtual Nutri. RESULTADOS: O consumo de calorias/kg peso, de proteínas diárias, de sódio e de vitamina A esteve dentro do recomendado (p < 0,05). Todavia, as calorias diárias, os lipídios, as fibras, o potássio e o ferro estiveram abaixo do recomendado (p < 0,05) e, as proteínas/kg peso, os carboidratos, o cálcio e a vitamina C estiveram acima do recomendado (p < 0,05). CONCLUSÃO: Crianças com cardiopatia congênita têm dietas inadequadas e, portanto, necessitam de orientação nutricional para haver ingestão dietética adequada e conseqüente melhora do crescimento e do desenvolvimento pondo-estatural, garantindo melhor qualidade de vida aos pacientes.

O espessamento da íntima-média associa-se independentemente ao Acidente Vascular Cerebral Isquêmico

FUNDAMENTO: O Acidente Vascular Cerebral (AVC) constitui uma das primeiras causas de morte a nível mundial. A importância do espessamento da íntima-média na estratificação de risco cardiovascular tem sido recorrentemente estudada; contudo, essa relação gera ainda alguma controvérsia. OBJETIVOS: Determinar se o espessamento da íntima-média na Artéria Carótida Comum (ACC) pode ser utilizado como um marcador independente de alto risco para a ocorrência do AVC. MÉTODOS: A amostra compreende um grupo de 948 doentes consecutivamente estudados por Triplex Scan Cervical no período compreendido entre janeiro de 2004 e junho de 2009. Esses doentes foram agrupados em razão da presença ou ausência de AVC recente, do que resultou um grupo de doentes com AVC Isquémico (AVC I) (n = 452, 48%), outro com AVC Hemorrágico (AVC H) (n = 22, 2%) e um grupo de doentes Sem Eventos (n = 474, 50%). RESULTADOS: Na análise de regressão logística ajustada para fatores de risco cardiovascular clássicos, o espessamento da íntima-média na ACC associou-se significativamente e de forma aproximadamente linear com o AVC I (Odds Ratio = 1.808, Intervalo de Confiança: 1.291-2.534, p = 0,01), mas não com o AVC H (p = ns). Uma interação significativa com a idade foi também encontrada, demonstrando-se uma capacidade discriminativa do risco de AVC I maior em indivíduos com idade inferior a 50 anos. CONCLUSÕES: O espessamento da íntima-média na ACC revelou-se um preditor de risco independente para o AVC I, mas não para AVC H reforçando assim a utilidade da sua avaliação na prática clínica. (Arq Bras Cardiol. 2012; [online].ahead print, PP.0-0)

A determinação dos números de indivíduos mínimos necessários na experimentação genética

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

Sôbre a expressão hr1 + kr2 + Ir3 = 0

Por meio da projeção estereográfica e geometria analítica é apresentada uma nova dedução da expressão hr1 + kr2 + lr3 = 0.