Síndrome do coração partido (Síndrome de Takotsubo) induzida por ecocardiograma de estresse com dobutamina

Relatamos um caso de síndrome de Takotsubo induzida por ecocardiograma de estresse com dobutamina em uma paciente de 76 anos, hipertensa com queixas clínicas de dor precordial, em consulta cardiológica eletiva. Para exclusão de dor torácica de etiologia coronariana foi solicitado ecocardiograma de estresse com dobutamina. O exame foi realizado e, no pico do esforço máximo, o ecocardiograma mostrou acinesia apical com o eletrocardiograma mostrando supradesnivelamento do segmento ST em D1, AVL e V2. A paciente foi internada e submetida a coronariografia, que mostrou coronárias normais e VE com balonamento apical. A paciente evoluiu estável com reversão do quadro 21 dias após o quadro inicial.

Automedida da pressão arterial para o controle das cifras tensionais e para a adesão ao tratamento

FUNDAMENTO: A medida da pressão arterial (PA) pelo próprio paciente, sem protocolos rígidos, com treinamento adequado, aparelhos validados e no próprio domicílio, é definida como automedida da pressão arterial (AMPA). OBJETIVO: Avaliar a interferência da AMPA na adesão ao tratamento e no controle pressórico. MÉTODOS: Participaram do estudo 57 pacientes, 38 no grupo de estudo (GE) e 19 no grupo de controle (GC). Esses pacientes foram seguidos por 12 meses e avaliados na randomização (V1), bem como no sexto (V2) e no décimo segundo mês (V3). Comparadas as médias da PA pela medida casual, pela AMPA e pela monitorização ambulatorial da pressão arterial (MAPA), exames laboratoriais e as respostas ao questionário sobre o estilo de vida. Os aparelhos utilizados foram: OMRON HEM 714, para a AMPA; OMRON 705 CP, para a medida casual; e Monitor SPACELABS 9002, para a MAPA. RESULTADOS: A idade média em anos foi de 62,05 ± 10,78 e de 55,42 ± 11,87 no GE e no GC (p = 0,03), respectivamente. Os valores da pressão arterial sistólica (PAS) pela medida casual no GE e no GC foram: 140,01 ± 16,73 mmHg e 141,79 ± 23,21 mmHg em V1 (p = 0,72); 135,49 ± 12,73 mmHg e 145,69 ± 19,31 mmHg em V2 (p = 0,02); 131,64 ± 19,28 mmHg e 134,88 ± 23,21 mmHg em V3 (p = 0,59). Os valores da pressão arterial diastólica (PAD) foram: 84,13 ± 10,71 mmHg e 86,29 ± 10,35 mmHg em V1 (p = 0,47); 81,69 ± 10,88 mmHg e 89,61 ± 11,58 mmHg em V2 (p = 0,02); 80,31 ± 11,83 mmHg e 86 ± 13,38 mmHg em V3 (p = 0,12). CONCLUSÃO: Os pacientes do GE apresentaram adesão ao tratamento não farmacológico semelhante ao GC, mas tiveram maior adesão ao tratamento medicamentoso e utilizaram menor número de drogas anti-hipertensivas. Não houve diferença entre os grupos na comparação do perfil metabólico e da função renal. (Arq Bras Cardiol. 2011; [online].ahead print, PP.0-0)

Repolarização ventricular em pacientes diabéticos: caracterização e implicações clínicas

FUNDAMENTO: O diabetes mellitus é uma doença crônica muito comum e ultimamente tem apresentado um considerável aumento da prevalência e incidência. Os diabéticos apresentam uma grande mortalidade cardiovascular na qual as arritmias ventriculares malignas parecem estar implicadas. OBJETIVO: Este trabalho propõe o estudo dos efeitos do diabetes nos parâmetros da repolarização ventricular responsáveis pelo aumento da suscetibilidade a arritmias ventriculares malignas e/ou morte súbita. MÉTODOS: Foi selecionado um grupo de 110 diabéticos e outro de 110 controles com a mesma distribuição de idade, sexo e raça. Avaliaram-se os parâmetros da repolarização ventricular QTmáx, QTméd, QTmín, QTc máx, QTc méd, QTc mín, dispersão de QT e de QTc, intervalo Tpeak-Tend e jTpeak-jTend (D II, V2 e V5), dispersão de Tpeak-Tend e de jTpeak-jTend. A aquisição do eletrocardiograma (ECG) foi efetuada pelo mesmo operador e a avaliação pelos mesmos observadores. Os intervalos QT foram corrigidos segundo a fórmula de Bazzet. RESULTADOS: Foram encontrados em diabéticos valores significativamente superiores aos controles de QTc máx (p < 0,001), QTc méd (p < 0,001), dispersão de QT (p < 0,001), dispersão de QTc (p < 0,001), dispersão de Tpeak-Tend (p < 0,001) e dispersão de jTpeak-jTend (p < 0,001). Em diabéticos verificaram-se valores prolongados do intervalo QTc (5,5%), dispersão de QT (0,9%), dispersão de QTc (0%), intervalo Tpeak-Tend (7,3%), intervalo jTpeak-jTend (6,4%), dispersão de Tpeak-Tend (16,4%) e dispersão de jTpeak-jTend (12,7%). Nos controles não se verificaram valores prolongados de nenhum parâmetro. CONCLUSÃO: Concluímos que o diabetes causa prolongação e dispersão espacial da repolarização, podendo contribuir para maior instabilidade elétrica ventricular da qual as arritmias ventriculares malignas poderão ser a expressão clínica expectável.

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) -&gt; 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) -&gt; positivo /zero -&gt; 1- Rq/ 1-Ra = positivo/negativo d) Genes incompatíveis. Ra &gt; 1 ; Ra &gt; 1; Ra &gt; Ra Equílibrio/biológico p (A)/ q(a) -&gt; positivo/zero Equilibrio matemático -&gt; positivo/ zero -&gt; zero/negativo -&gt; 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.

Nova raça de Fusarium do tomateiro em São Paulo

Os autôres, trabalhando em condições de casa de vegetação com contrôle parcial de temperatura do ar e fazendo inoculações artificiais, testaram as reações de 9 variedades, e de 10 progênies de tomateiro e da espécie L. pimpinellifolium (P.I. 126915-1-8) quanto à resistência a um isolamento de Fusarium do Estado de São Paulo. Os resultados, permitiram chegar às seguintes conclusões: 1) as variedades comerciais com resistência às, raças 1 e 2 são suscetíveis ao fungo em estudo. 2) a espécie L pimpinellifolium (P.I. 126915-1-8) possui resistência à nova raça. 3) O isolamento em estudo pode ser considerado raça 3 de Fusarium oxysporum f. lycopersici (Wr) Sny &amp; Hans.

Estudo colorimétrico da montmorillonita: II. influência da eliminação dos óxidos de ferro livres na reação da montmorillonita com a benzidina

Este trabalho teve por objetivo estudar a influência da eliminação ou não dos óxidos de ferro livres na reação da montmorillonita com a benzidina, assim como dos métodos usados com tal finalidade. Para tal, suspensões de cinco (5) tipos de montmorillonita, sendo uma de procedência desconhecida (Mx) e quatro descritas pelo Projeto 49 (M22, M20, M22a e M31), foram submetidas a três tipos de tratamento: a) Eliminação dos sais solúveis, cations divalentes trocáveis, matéria orgânica e oxido de manganês livre; b) Mesmo tratamento citado em a e mais a eliminação dos óxidos de ferro livres pelo método do H-nascente' c) Mesmo tratamento citado em a e mais a remoção dos óxidos de ferro livres pelo método do bicarbonato - citrato - ditionito de sódio. Os resultados indicaram que houve influência do tipo de tratamento em todas as montmorillonitas testadas, sendo o teste F significativo ao nível de 1%. A conclusão geral a que se pôde chegar foi que a eliminação dos óxidos de ferro livres parece concorrer para maior uniformização da cor azul obtida, sendo que o método do H-nascente apresentou os melhores resultados, não apenas no que se refere à uniformização, mas também quanto à intensidade da cor obtida.

Cultura cromogênica de um bacilo ácido-álcool resistente, isolado de mosquito (Culicínio) capturado sôbre leproso, em plena natureza, com rétrocultura obtida de rato branco

1. Cultura cromogênica de um bacilo ácido-álcool-acetona resistente isolado de mosquito Culicíno, capturado em condições naturais, sôbre um enfêrmo lepromatoso L3. 2. Retro-cultura obtida em meio de Loewenstein do pus de abscesso dum rato branco, formado em 35 dias (ponto de inoculação, axila direita). O exame microscópico revelou abundantes globias e glóbulos brancos polinucleares fagocitando massas de bacilos ácido-álcool resistentes. 3. No próximo verão prosseguiremos nossos estudos, trabalhando em diferentes leprocômios do brasil, para confirmar o presente trabalho e poder chegar ás suas conclusões definitivas.

Percepção do significado da função do cuidador por um grupo de enfermeiras e cuidadores: convergências e divergências em seus discursos

Este estudo discute a função do cuidador na unidade pediátrica durante a internação da criança. Foram levantadas as opiniões de cuidadores e enfermeiras a respeito da função que caberia ao familiar acompanhante durante sua permanência junto a criança hospitalizada. Os dados foram colhidos no período de abril junho de 1997 em unidades de internação conjunta pediátrica de um hospital da rede plública estadual. As enfermeiras com os grupos foram decompostas por meio da analise de discurso, baseado nos estudos de COSTA(1992); FRIENDMAN (1980), que nos possibilitou chegar a seis categorias: Segurança e Proteção, Cuidar, Recuperação, conhecimento, Supervisão e Orientação, que nos permitiu uma explanarão das convergências e divergências nas percepções dos nossos entrevistados sobre a função do cuidador.

Vivenciando o parto humanizado: um estudo fenomenológico sob a ótica de adolescentes

Este estudo teve por objetivo compreender o que significa para as adolescentes passarem pelo parto dito humanizado. Paraisso, utilizei a fenomenologia como trajetória de pesquisa, para chegar a essência do fenômeno. Participaram do estudooito adolescentes que foram atendidas no Hospital Sofia Feldman, instituição filantrópica, sem fins lucrativos - BeloHorizonte/MG. Para a coleta de dados utilizei observação de campo e entrevista aberta. O estudo possibilitou apreender trêscategorias de análise: Pré-parto/Parto: o corpo sendo controlado; Pré-parto/Parto: misto de dor e de prazer; PartoHumanizado: a assistência esperada e desejada.

As mudanças na enfermagem: a representaçao de enfermeiras acerca das mobilizações institucionais

Grandes mudanças têm ocorrido na sociedade. Procurou-se, neste estudo, mostrar a representação das enfermeiras acercadas mudanças na Enfermagem inseridas no contexto institucional. Para tanto, foram entrevistadas dezoito enfermeirasde um hospital de ensino, público, especializado em cardiologia. Através da análise de conteúdo, conforme proposta de Bardin9, foi construído o esquema representacional que mostra o tempo do concreto e o tempo do desejo, sendo que, para se adaptar ao novo tempo existe um compasso entre os limites e os elementos catalisadores do processo de mudanças, enquanto projeto de vir a ser um novo ser profissional, para se chegar à existência auto-sustentada.

A trajetória da família do portador de sofrimento psíquico

Este artigo é uma reflexão teórica acerca de como os familiares estiveram incluídos na assistência ao portador de sofrimento psíquico. Iniciamos a partir da constituição da psiquiatria enquanto ciência médica e buscamos chegar até os nossos dias. Percebemos que a família foi excluída do cuidado ao doente mental e que só veio receber a atenção e ser investigada a partir da Segunda Guerra Mundial quando começou o processo de desospitalização. No Brasil as estratégias visando auxiliar a família no enfrentamento do sofrimento psíquico ainda se encontram incipientes.

Resposta do feijoeiro à aplicação de calcário em solos de várzea do sul de Minas Gerais

O experimento foi desenvolvido em casa de vegetação do Departamento de Ciência do Solo da Universidade Federal de Lavras, Lavras (MG), no período de agosto de 1995 a junho de 1996. Objetivou-se avaliar o efeito da aplicação de calcário em algumas propriedades químicas e na nutrição e produção do feijoeiro cultivado em amostras de quatro solos de várzea e comparar as doses estabelecidas como adequadas com as indicadas pelos métodos da saturação por bases e do Al e Ca + Mg. Utilizou-se um fatorial 6 x 4 em delineamento inteiramente casualizado, com quatro repetições, constando de seis níveis de saturação por bases (V%): saturação natural, 40, 60, 80, 100 e 120% e quatro solos: Aluvial, Glei Pouco Húmico, Glei Húmico e Orgânico. Após dois cultivos sucessivos, os resultados mostraram que, nos solos de várzea estudados em casa de vegetação, os níveis de saturação por bases e de pH em água para atingir 90% da produção máxima do feijoeiro variaram de 44 a 52% e de 5,1 a 5,3, respectivamente, valores abaixo dos indicados para a cultura em solos das partes mais elevadas. As doses de calcário necessárias para elevar o V e o pH aos valores estabelecidos aproximaram-se das indicadas pelo método da saturação por bases para V2 igual a 70%; o método do Al e Ca + Mg subestimou essas doses. A calagem foi importante para fornecer Ca e Mg e para neutralizar a toxidez de Al e Mn.

Comportamento erosivo de um sistema pedológico de Umuarama, noroeste do estado do Paraná

O município de Umuarama, noroeste do estado do Paraná, apresenta solos de textura arenosa e média, associados aos arenitos da Formação Caiuá do Cretáceo Superior. Além da fragilidade natural desses solos, o desmatamento, o uso e a ocupação generalizados contribuíram para a intensificação dos processos erosivos. Uma vertente próxima à área urbana foi escolhida para estudo em toposseqüência, visando à caracterização pedológica macro e micromorfológica, acompanhada de caracterização físico-hídrica dos horizontes pedológicos. Os dados permitiram chegar a algumas conclusões importantes, quanto ao comportamento dos materiais, dos fluxos hídricos e quanto à dinâmica erosiva dos solos, bem como permitiram distinguir os setores inferiores da vertente como os de maior risco à erosão linear.

Impacto do manejo da água na toxidez por ferro no arroz irrigado por alagamento

A toxidez por ferro é o distúrbio nutricional de maior ocorrência em arroz (Oryza sativa L.) cultivado em sistemas alagados, derivada da quantidade excessiva de íons ferrosos (Fe2+) gerados pela redução de óxidos de ferro em solos alagados. Em experimento conduzido em casa de vegetação, foram avaliados os efeitos de manejos da água de irrigação na dinâmica de redução de um Planossolo e na manifestação da toxidez por ferro em arroz. Os tratamentos dispostos em blocos completos ao acaso com quatro repetições constaram de cinco manejos da água: T1- início do alagamento no estádio V2-V3 do arroz; T2- início do alagamento no estádio V6-V7; T3- T1 e drenagem no estádio V10-V11; T4- T2 e drenagem no estádio V10-V11; e T5- T1 e drenagens nos estádios V7-V8 e V10-V11. O atraso do início do alagamento para o estádio V6-V7 do arroz manteve os valores do Eh da solução do solo mais elevados, promovendo menor disponibilidade de Fe2+ na solução do solo e deslocando a máxima liberação de Fe2+ na solução do solo para estádios fenológicos mais avançados do arroz. A realização de drenagens ao longo do ciclo vegetativo do arroz promoveu a reoxidação do solo, que ocasionou o aumento dos valores de Eh e redução da concentração de Fe2+ na solução do solo. O uso de drenagens durante o período vegetativo do arroz foi eficiente no controle da toxidez por excesso de ferro, em arroz cultivado em solo alagado.