Distribuições diamétricas daFloresta Tropical úmida em uma área no município de Itacoatiara-AM

Foram estudadas as funções de distribuição Beta, Gama e Weibull em dez hectares de floresta tropical úmida de terra-firme da Madeireira Dois Mil, localizada no município de Itacoatiara, Amazonas, Brasil. Foram medidas todas as árvores com DAP 20 cm num total de 2.035 indivíduos. Para avaliar a função que melhor ajustou a distribuição de diâmetros nesta floresta foi utilizado o teste de Kolmogorov-Smirnov e a Análise gráfica dos resíduos. O menor valor de "D" do teste Kolmogorov-Smirnov foi encontrado para a função Weibull, seguido da função Beta e por último da função Gama. As funções Weibull e Beta foram significativas ao nível de 5% de probabilidade pelo teste de Kolmogorov-Smirnov, mas a Gama foi não significativa. Pela análise gráfica dos resíduos foi encontrado também melhor resultado para a função Weibull, pois não apresentou pontos discrepantes, ocorrendo para todas as classes uma variância uniforme dos pontos em torno da linha. Desta forma, a função Weibull foi a que apresentou melhor ajuste. A função Beta pode ser utilizada, porém para algumas classes podem ocorrer subestimativas. A função Gama não é recomendada.

Efeitos do tamanho da semente e do recipiente no crescimento de mudas de Camu-camu (Myrciaria dubia)

O camu-camu (Myrciaria dubia (H. B. K.) McVaugh, Myrtaceae) é uma fruteira silvestre dos rios e lagos da Amazônia que está sendo domesticada para cultivo cm solos de terra firme. O seu potencial econômico reside no seu alto teor de ácido ascórbico, que pode ser de até 2950 mg/100g de polpa. O objetivo do presente trabalho foi avaliar o desenvolvimento das mudas de camu-camu provenientes de sementes de diferentes tamanhos, produzidas em diferentes volumes de substrato. O delineamento experimental foi de blocos casualizados, em esquema fatorial de 3x4, com quatro repetições. Os fatores foram tamanho da semente (pequena, média e grande, pesando 19, 37 e 67 g/100 sementes, respectivamente) e tamanhos do recipiente (sacos plásticos pretos de 12x23, 16x28, 19x21 e 20,5x33 cm, com 750, 1500, 1750 e 3500 g, respectivamente). As mudas provenientes de sementes grandes c médias tiveram melhor desenvolvimento (altura de 53 e 46 cm, respectivamente) e as mudas cultivadas em sacos de 19x21 cm mostraram uma tendência de maior desenvolvimento (altura de 49 cm), inclusive durante todo o período de cinco meses. Portanto, mudas de camu-camu com 30 cm de altura (pronto para o campo) podem ser obtidas em 60 a 70 dias após o transplante das plântulas provenientes de sementes grandes e médios e usando sacos de mudas com 19x21 cm.

Química atmosférica na Amazônia: a floresta e as emissões de queimadas controlando a composição da atmosfera amazônica

Entender os processos naturais que regulam a composição da atmosfera é crítico para que se possa desenvolver uma estratégia de desenvolvimento sustentável na região. As grandes emissões de gases e partículas durante a estação seca provenientes das queimadas alteram profundamente a composição da atmosfera amazônica na maior parte de sua área. As concentrações de partículas de aerossóis e gases traço aumentam por fatores de 2 a 8 em grandes áreas, afetando os mecanismos naturais de uma série de processos atmosféricos na região amazônica. Os mecanismos de formação de nuvens, por exemplo, são profundamente alterados quando a concentração de núcleos de condensação de nuvens (NCN) passa de 200 a 300 NCN/cm³ na estação chuvosa para 5.000-10.000 NCN/centímetro cúbico na estação seca. As gotas de nuvens sofrem uma redução de tamanho de 18 a 25 micrômetros para 5 a 10 micrômetros, diminuindo a eficiência do processo de precipitação e suprimindo a formação de nuvens. A concentração de ozônio, um gás importante para a saúde da floresta amazônica passa de cerca de 12 partes por bilhão em volume (ppb) (concentração típica ao meio do dia na estação chuvosa) para valores em regiões fortemente impactadas por queimadas de até 100 ppb, nível que pode ser fitotóxico para a vegetação. O balanço de radiação é fortemente afetado, com uma perda líquida de até 70% da radiação fotossinteticamente ativa na superfície.

Relação do tamanho do átrio esquerdo com a capacidade de exercício na endomiocardiofibrose

OBJETIVO: Avaliar se a capacidade de exercício está relacionada à dimensão atrial esquerda (DAE) em pacientes com endomiocardiofibrose biventricular. MÉTODOS: Estudaram-se 38 pacientes sendo 25 mulheres, com idade média 37,5 ± 11,5 anos (variação de 11 a 59 anos), todos em ritmo sinusal, divididos nos grupos A (12 pacientes) e B (26 pacientes) de acordo com a classe funcional da NYHA na internação. Todos os pacientes foram submetidos à ergoespirometria para a obtenção do consumo máximo de oxigênio (VO2 max) e tiveram a dimensão atrial esquerda determinada pela ecocardiografia. RESULTADOS: VO2 max de 21,8±4,8 ml.kg-1.min-1 e 13,7±3,5 ml.kg.-1. min-1, e dimensão atrial esquerda de 3,7±0,7cm e 4,4± 0,7cm para os grupos A e B, respectivamente. Foi encontrada correlação significativa e inversa entre VO2max e a DAE nos grupos estudados. CONCLUSÃO: O aumento da dimensão do átrio esquerdo acha-se associado ao comprometimento da capacidade de exercício em pacientes com endomiocardiofibrose. Nossos achados levam a permitir a utilização da dimensão atrial esquerda para estimar um índice de capacidade funcional, mais complexo e difícil de avaliar, como o VO2max.

Comparação de diferentes métodos para medida do tamanho do infarto experimental crônico em Ratos

OBJETIVO: Avaliar as diferenças entre três métodos para medida do infarto experimental em ratos, em relação ao método tradicional. MÉTODOS: A área infartada por histologia (AREA), o perímetro interno da cavidade infartada por histologia (PER) e o perímetro interno por ecocardiograma (ECO) foram comparados ao método tradicional (análise histológica das circunferências epicárdicas e endocárdicas da região infartada - CIR). Utilizaram-se ANOVA de medidas repetidas, complementada com o teste de comparações múltiplas de Dunn, o método de concordância de Bland & Altman e o teste de correlação de Spearman. A significância foi p < 0,05. RESULTADOS: Foram analisados dados de 122 animais, após 3 a 6 meses do infarto. Houve diferença na avaliação do tamanho do infarto entre CIR e os outros três métodos (p < 0,001): CIR = 42,4% (35,9-48,8), PER = 50,3% (39,1-57,0), AREA = 27,3% (20,2-34,3), ECO = 46,1% (39,9-52,6). Assim, a medida por área resultou em subestimação de 15% do tamanho do infarto, enquanto as medidas por ecocardiograma e pelo perímetro interno por meio de histologia resultaram em superestimação do tamanho do infarto de 4% e 5%, respectivamente. Em relação ao ECO e PER, apesar de a diferença entre os métodos ser de apenas 1,27%, o intervalo de concordância variou de 24,1% a -26,7%, sugerindo baixa concordância entre os métodos. Em relação às associações, houve correlações estatisticamente significativas entre: CIR e PER (r = 0,88 e p < 0,0001); CIR e AREA (r = 0,87 e p < 0,0001) e CIR e ECO (r = 0,42 e p < 0,0001). CONCLUSÃO: Na determinação do tamanho do infarto, apesar da alta correlação, houve baixa concordância entre os métodos.

Relação entre a esfericidade, a função ventricular e o tamanho do infarto em ratos

FUNDAMENTO: A esfericidade do ventrículo esquerdo (VE) é fator associado com disfunção ventricular, mas não está bem caracterizada no modelo de ratos infartados. OBJETIVO: Analisar a relação entre o índice de esfericidade, a função ventricular e a área infartada no modelo experimental em ratos. MÉTODOS: Seis meses após infarto (IAM, n=33) ou cirurgia simulada (SHAM, n=18), os animais foram submetidos a ecocardiograma. O índice de esfericidade foi obtido pela razão entre as áreas diastólicas nos eixos maior e menor do VE. RESULTADOS: O grupo IAM apresentou menor índice de esfericidade (1,32 × 0,23 vs 1,57 × 0,33; p=0,002), de função sistólica e espessura relativa (0,13 × 0,003 vs 0,18 × 0,04; p<0,001) e maior índice de estresse parietal (1,27 × 0,33 vs 0,88 × 0,25; p<0,001). Houve correlação significativa entre tamanho do infarto e esfericidade (p=0,046). Na análise de regressão linear, o tamanho de infarto (p=0,014), mas não a esfericidade (p=0,683) e o estresse parietal (p=0,176), foi fator de predição da função sistólica. Remodelação excêntrica (p=0,011), mas não a esfericidade (p=0,183) ou o tamanho de infarto (p=0,101), foi fator preditor do estresse parietal. Adicionalmente, o tamanho do infarto (p=0,046), mas não remodelação excêntrica (0,705), foi fator preditor da esfericidade. O tamanho do infarto (p=0,015) e o estresse parietal (p=0,011), mas não a esfericidade (p=0,705), foram preditores de remodelação excêntrica. CONCLUSÃO: A esfericidade está associada mas não é fator determinante do estresse parietal, da remodelação excêntrica e da função sistólica ventricular no modelo de infarto experimental em ratos.

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.

Análise do tamanho e da forma do ôvo em galinhas das raças Rhode Island Red e Light Sussex e do híbrido entre essas duas raças

Size and shape in eggs of Rhode Island Red and Light Sussex breeds and in the hibrid Rhode x Sussex were studied. These characters are influenced by quantitative genes. Major and minor diameter were used for estimating size of the eggs and the ratio minor/major diameter for shape indice. It was found, in the material analyzed, that: a) the eggs laid by the sa- me chick are pratically uniform; b) the correlation coeficient between major and minor diameter is weak; c) Rhode Island Red has short eggs than Light Sussex; d) short eggs is dominant on long eggs; e) egg shape is the same in Rhode Island Red and Light Sussex breeds and different in the hibrid, which has rounder eggs than the breeds.

Variação do tamanho dos grãos de pólen pelo método de acetólise

The author studied the size variation in pollen grains of species in Compositae, Myrtaceae and Leguminoseae (Caesal-pinoideae and Papilionoideae) comparing pollen with and without acetolysis treatment. Pollen grains showed different reactions to the same treatment, according to the diferent species of same family. The increase in size of pollen grains was directional and did not affect their shape.

O tamanho dos vasos e fibras do xilema-secundário nos anéis de crescimento da Tecoma chrysothrica, Mart.

This paper deals with the macroscopic and microscopic observation of the growth ringe in two disks from the crossing section of wood stem of Tecoma chrysothrica and also deals with statistical analysis of the size of fiber and vessel member in different grow rings of secondary xilem. By statistical analyses of variance the authors verified the following: first, the fiber reaches its utmost length at the 11 th and 12 th grow rings; second, the vessel member reaches its utmost width in the same region as the fiber length. This point out there is certain correlation between the width of vesses member with the fiber length at the same growth rings. There was no statistical signification in the variation of the vessel length and the fiber width.

Contribuição ao estudo da influência dos fatores físicos do solo, sôbre a incidência da murcha do algodoeiro, causada por Fusarium oxysporum f. vasinfectum (Atk.) Snyder & Hansen

A finalidade do trabalho, foi obter dados para o melhor conhecimento dos fatôres físicos do solo, que influenciam a incidência de murcha do algodoeiro, causada por Fusarium oxysporum f. vasinfectum (Atk.) Snyder & Hansen. Foi estudada a influência do tamanho das partículas de areia e porcentagem da mesma no solo. O primeiro ensaio mostrou que, a porcentagem de areia tinha um efeito sôbre a incidência de murcha na variedade IAC - 12. A maior incidência de murcha, foi notada nos tratamentos que possuiam maior porcentagem de areia. No segundo ensaio, foi notado o efeito do tamanho das partículas de areia sôbre a incidência de murcha na variedade IAC - 12. A incidência foi mais intensa nos substratos com Areias Fina e Média. O terceiro ensaio mostrou que a resistência da variedade RM4, ao Fusarium, aparentemente não foi afetada pela porcentagem de areia ou pelo tamanho das partículas.

Efeito de operadores, dia de observação e tamanho de amostra e de grânulos na determinação do arredondamento de grânulos da fração areia de solos

Estudam-se, através da carta de comparação visual de Krumbein, os efeitos do dia de observação, observadores e tamanho de amostra na determinação do arredondamento de granulos de quartzo, nas frações areia media, areia fina e areia muito fina de solos do arenito Botucatu, no Município de Piracicaba. Conclui-se que amostras de 25 granulos sao suficientes. Não foi observado efeito estatisticamente significativo do dia de observação. Efeito de observadores foi verificado apenas para as frações media e fina.

Influência do tamanho sobre a conservação, germinação e vigor de sementes de soja (Glycine max (L.) Merr.)

O presente trabalho foi desenvolvido no Laboratório de Sementes do Departamento de Agricultura e Horticultura da E. S. A. «LUIZ DE QUEIROZ», constando de testes de germinação e de vigor (envelhecimento prococe) realizados em seis épocas bimestrais, com sementes de três cultivares de soja (Santa Rosa, IAC-2 e Viçoja), de três tamanhos (Peneira 17-grandes, Peneira 16-médias e Peneira 15 pequenas), conservadas em dois ambientes diferentes: em câmara seca e em ambiente não controlado. A análise dos dados obtidos permitiu conclusões como: a germinação variou entre cultivares e foi diretamente proporcional ao tamanho das sementes; houve decréscimo da germinação no decorrer do período considerado, sendo mais acentuado para sementes pequenas; o vigor foi maior para sementes pequenas; as sementes conservadas em câmara seca superaram as demais em todas as circunstâncias.

Caracterização de um solo da provincia de Mendes, Cantão Sella, Tarija - Bolivia

No presente trabalho os autores estudam um solo representativo da Província Mendez, Cantão Sella, da região sul da Bolivia. São analisadas as informações disponíveis sobre o clima, geologia, relevo e uso agrícola dessa terra. Foram obtidos resultados morfológlcos e analíticos do solo e com base nestas informações foi elaborada a classificação do solo ao nível de família. O solo apresentou epipedon ócrico, horizonte argílico, carbonatos antigênicos caracterizando um horizonte cálcico e um horizonte petrocálcico subjacente. A classe de tamanho das partículas, a natureza mineralógica e a classe de temperatura, permitiram classificar o solo como: Ordem: Aridisol Subordem: Argid Grande grupo: Paleargid Sub grupo: Petrocalcic Ustalfic Paleargid Família: fine-loamy, mixed, thermic.

A influência da irrigação e adubação no rendimento, tamanho e número de tubérculos de batata (Solanum tuberosum L.)

Neste trabalho foi realizado um estudo para avaliar os efeitos da irrigação e fertilizantes no rendimento, número e tamanho dos tubérculos de batata. A irrigação foi baseada na umidade média do solo quando atingia as tensões de 0,3; 0,6; 1,0; 3,0 e 10,0 bares. As doses de fertilizantes aplicadas foram de 40 kg/ha de N, 80 kg/ha de P2O5 e 40 kg/ha de K(2)0, sendo a dose 1, 40-80-40 kg/ha de N, P(2)0(5) e K(2)0, respectivamente. Os melhores rendimentos foram alcançados a tensões de umidade do solo menor do que 1,0 bar e as doses 3, 4 e 5 de fertilizantes. Não houve diferença significativa no número de tubérculos entre os tratamentos. Foi observado com aumento na porcentagem de tubérculos maiores nos tratamentos com tensão de umidade de 0,3; 0,6 e 1,0 bar e doses 4 e 5 de fertilizantes. Por outro lado, foi obtida uma alta porcentagem de pequenos tubérculos a altas tensões de umidade (acima de 1,0 bar) e doses 1 e 2 de fertilizantes.