Disfunção renal e marcadores inflamatórios em hipertensos atendidos em hospital universitário

FUNDAMENTO: A doença renal crônica representa hoje um grande desafio para a saúde pública no sentido de se obterem conhecimentos para subsidiar intervenções que possam alterar a velocidade de perda da função renal. OBJETIVO: Avaliar a magnitude do déficit da função renal em hipertensos adultos e sua relação com marcadores inflamatórios: proteína C reativa ultrassensível, velocidade de hemossedimentação e relação neutrófilos/linfócitos. MÉTODOS: Estudo transversal envolvendo 1.273 adultos hipertensos, de ambos os sexos, sendo 1.052 com déficit da função renal e 221 sem déficit, diagnosticados pela equação Modification of Diet in the Renal Disease. A razão de chances (OR) e a razão de prevalência (RP) foram utilizadas para determinar a probabilidade de ocorrência de atividade inflamatória na doença renal. RESULTADOS: O déficit de função renal foi diagnosticado em 82,6% dos avaliados, sendo que a maioria da amostra (70,8%) estava inserida no estágio 2 da doença renal crônica. No modelo de regressão permaneceram independentemente associadas ao déficit da função renal a síndrome metabólica (RPajustada = 1,09 [IC95%: 1,04-1,14]), a proteína C reativa ultrassensível (RPajustada = 1,54 [IC95%: 1,40-1,69]) e a velocidade de hemossedimentação (RPajustada = 1,20 [IC95%: 1,12-1,28]). No entanto, considerando os indivíduos classificados no estágio 2 do déficit da função renal, a chance de alteração dos marcadores inflamatórios foram de OR = 10,25 (IC95%: 7,00-15,05) para a proteína C reativa ultrassensível, OR = 8,50 (IC95%: 5.70-12.71) para a relação neutrófilos/linfócitos e OR = 7,18 (IC95%: 4,87-10,61) para a velocidade de hemossedimentação. CONCLUSÃO: Os resultados mostram associação da atividade inflamatória e da síndrome metabólica com o déficit da função renal.

Associação entre medidas antropométricas e fatores de risco cardiovascular em crianças e adolescentes

FUNDAMENTO: A obesidade tem sido identificada como importante fator de risco no desenvolvimento de doenças cardiovasculares, porém outros fatores exercem influência, combinados ou não à obesidade, e devem ser considerados na estratificação de risco cardiovascular em pediatria. OBJETIVO: Analisar a associação entre medidas antropométricas e fatores de risco cardiovascular, investigar os determinantes para as mudanças da pressão arterial (PA) e propor uma equação de predição para circunferência de cintura (CC) em crianças e adolescentes. MÉTODOS: Foram avaliadas 1.950 crianças e adolescentes, com idade entre 7-18 anos. Foi investigada a gordura visceral pela CC e a relação cintura-quadril, PA e índice de massa corporal (IMC). Em uma subamostra selecionada aleatoriamente desses voluntários (n = 578), foram medidos o colesterol total, a glicemia e os triglicerídeos. RESULTADOS: A CC se correlacionou positivamente com o IMC (r = 0,85; p < 0,001) e a PA (PAS r = 0,45 e PAD = 0,37; p < 0,001). A glicemia e os triglicerídeos apresentaram correlação fraca com a CC (r = 0,110; p = 0,008 e r = 0,201; p < 0,001, respectivamente). O colesterol total não se correlacionou com nenhuma variável. Idade, IMC e CC foram preditores significativos nos modelos de regressão para PA (p < 0,001). Propõe-se uma equação de predição da CC para crianças e adolescentes: meninos: y = 17,243 + 0,316 (altura em cm); meninas: y = 25,197 + 0,256 (altura em cm). CONCLUSÃO: A CC está associada com fatores de risco cardiovascular e apresenta-se como fator preditor de risco para hipertensão em crianças e adolescentes. A equação de predição para CC proposta em nosso estudo deve ser testada em futuros trabalhos.

Aortic Counterpulsation Therapy in Patients with Advanced Heart Failure: Analysis of the TBRIDGE Registry

Abstract Background: The use of aortic counterpulsation therapy in advanced heart failure is controversial. Objectives: To evaluate the hemodynamic and metabolic effects of intra-aortic balloon pump (IABP) and its impact on 30-day mortality in patients with heart failure. Methods: Historical prospective, unicentric study to evaluate all patients treated with IABP betwen August/2008 and July/2013, included in an institutional registry named TBRIDGE (The Brazilian Registry of Intra-aortic balloon pump in Decompensated heart failure - Global Evaluation). We analyzed changes in oxygen central venous saturation (ScvO2), arterial lactate, and use of vasoactive drugs at 48 hours after IABP insertion. The 30-day mortality was estimated by the Kaplan-Meier method and diferences in subgroups were evaluated by the Log-rank test. Results: A total of 223 patients (mean age 49 ± 14 years) were included. Mean left ventricle ejection fraction was 24 ± 10%, and 30% of patients had Chagas disease. Compared with pre-IABP insertion, we observed an increase in ScvO2 (50.5% vs. 65.5%, p < 0.001) and use of nitroprusside (33.6% vs. 47.5%, p < 0.001), and a decrease in lactate levels (31.4 vs. 16.7 mg/dL, p < 0.001) and use of vasopressors (36.3% vs. 25.6%, p = 0.003) after IABP insertion. Thirty-day survival was 69%, with lower mortality in Chagas disease patients compared without the disease (p = 0.008). Conclusion: After 48 hours of use, IABP promoted changes in the use of vasoactive drugs, improved tissue perfusion. Chagas etiology was associated with lower 30-day mortality. Aortic counterpulsation therapy is an effective method of circulatory support for patients waiting for heart transplantation.

Genetic and Environmental Effects on the Abdominal Aortic Diameter Development

Abstract Background: Configuration of the abdominal aorta is related to healthy aging and a variety of disorders. Objectives: We aimed to assess heritable and environmental effects on the abdominal aortic diameter. Methods: 114 adult (69 monozygotic, 45 same-sex dizygotic) twin pairs (mean age 43.6 ± 16.3 years) underwent abdominal ultrasound with Esaote MyLab 70X ultrasound machine to visualize the abdominal aorta below the level of the origin of the renal arteries and 1-3 cm above the bifurcation. Results: Age- and sex-adjusted heritability of the abdominal aortic diameter below the level of the origin of the renal arteries was 40% [95% confidence interval (CI), 14 to 67%] and 55% above the aortic bifurcation (95% CI, 45 to 70%). None of the aortic diameters showed common environmental effects, but unshared environmental effects were responsible for 60% and 45% of the traits, respectively. Conclusions: Our analysis documents the moderate heritability and its segment-specific difference of the abdominal aortic diameter. The moderate part of variance was explained by unshared environmental components, emphasizing the importance of lifestyle factors in primary prevention. Further studies in this field may guide future gene-mapping efforts and investigate specific lifestyle factors to prevent abdominal aortic dilatation and its complications.

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.

Símbolos projetivos de Fedorow

Na Cristalografia de BOLDYREV, (1934), é deduzida uma equação geral de projetividade [13], que se aplica aos diferentes sistemas cristalográficos. O presente trabalho cuida dos símbolos projetivos de Fedorow, em cada sistema, através da projeção estereográfica.

A precipitação do estrôncio na forma de cromato em meio amoniacal e hidroalcoolico

O presente trabalho relata os dados relativos a análise qualitativa e quantitativa do precipitado, que se forma quando se adiciona a uma solução contendo estrôncio, dicromato de potássio, em meio amoniacal e hidroalcoólico. Em lugar de se formar cromato de estrôncio simples, SrCrO4, forma-se um cromato que além do estrôncio, contém os ions amônio e potássio. Soluções padrões contendo desde 1, 8 até 50,5 mg de estrôncio, foram tratadas com solução de dicromato de potássio 2 normal, amoníaco e solução hidroalcoólica com 95% de álcool absoluto. O precipitado foi pesado e a equação de regressão que relaciona o peso do estrôncio colocado e o peso do precipitado obtido, e a seguinte: Y = 4,58 X + 0, 84, onde: X é o pêso em miligramas, do estrôncio colocado Y é o pêso em miligramas, do precipitado A composição provável do precipitado parece ser 6 SrCrO4 (NH4)2 CrO4. 6K2CrO4

"O pH de soluções de ácido acético, cítrico, oxálico e tartárico"

O presente trabalho descreve os dados obtidos sôbre a determinação do pH em soluções, desde 0,005 até 0,50 molar de ácido acético, ácido cítrico, ácido oxálico e ácido tartárico. Os dados obtidos experimentalmente, quando expressos em função de pC, isto é, em função de log log 1/C apresentaram uma relação linear. Por outro lado, calculando-se o pH das diversas soluções dos ácidos estudados, através de duas equações, uma do primeiro grau e outra do segundo grau, observou-se que os resultados calculados pela segunda equação apresentaram valores muito próximos aos determinados experimentalmente, conquanto no cálculo tenha sido usada apenas, a primeira constante termodinâmica de ionização, para os ácido cítrico, oxálico e tartárico. Uma vez que o valor do pH determinado e o do pH calculado constituem uma função linear do pC, foram estabelecidas duas equações de regressão para cada ácido estudado. Na primeira equação de regressão o pH determinado figura como variável dependente e na segunda, o pH calculado é a variável dependente. Nas duas equações o pC é a variável independente.

A influência de grãos pretos em ligas com cafés de bebida mole

Os autores estudam a influência de grãos pretos em ligas com cafés brasileiros de bebida Mole. Foram ensaiadas porcentagens crescentes de grãos pretos: 0, 1, 2, 5, 10, 15, 20, 30, 40 e 50%. Realizaram-se dois ensaios de degustação em blocos incompletos equilibrados, com t = 10 tratamentos, k = 4 parcelas por bloco, r = 6 repetições, b = 15 blocos, X = 2. Cada parcela era formada por 3 xícaras de tipo padrão e foi provada por 3 degustadores, que davam sua opinião xícara por xícara. Os dados coletados são, pois, 1080, isto é, 540 para cada um dos dois ensaios. Mas cada ensaio tinha realmente apenas 60 parcelas, a cada uma das quais correspondia a média das 9 opiniões sôbre ela emitidas (3 degustadores x 3 xícaras). As bases deste método experimental são as expostas em FAIRBANKS BARBOSA e outros (1962), com as modificações indicadas. Os dois ensaios deram resultados bem concordantes, que levaram às seguintes conclusões: 1 - Os grãos pretos prejudicam sensìvelmente a bebida, e seu efeito é aproximadamente linear. 2 - Porcentagens de grãos pretos de 10% para cima causam prejuizo sensível. 3 - A equação de regressão é Y = 3,792 - 0,0379 X, onde X é a porcentagem de grãos pretos e Y é o número de pontos correspondentes à bebida.

Influência de cafés de gôsto rio em ligas com cafés de bebida mole

Os autores estudam a influência do café Rio em ligas com cafés brasileiros de bebida Mole. Foram ensaiadas porcentagens crescentes de Café Rio: 0,0; 0,5; 1,0; 1,5; 2,0; 2,5; 3,0; 3,5; 4,0; 4,5; 5,0; 7,5; 10,0; 12,5; 15,0; 20,0; 25,0; 30,0; 35,0; 40,0; 50,0. Realizaram-se dois experimentos em blocos incompletos equilibrados, com t = 21 tratamentos (os mencionados acima), k = 3 parcelas por bloco, r = 10 repetições, b = 70 blocos, L = 1. Cada parcela era formada de 3 xícaras, de tipo padrão, sobre as quais cada degustador dava uma só opinião. Cada parcela era provada por 3 degustadores. Os dados coletados são, pois, 630 para cada ensaio (210 parcelas, 3 degustadores). Atribuia-se a cada parcela, para fins de análise estatística, a média das opiniões dos 3 degustadores. Os dois ensaios deram resultados bem concordantes, que levaram às seguintes conclusões: a) Faz-se necessária a transformação dos dados, pois as variâncias relativas aos diversos tratamentos são muito discrepantes. b) A transformação T = √ Y dá resultados satisfatórios. c) O café Rio prejudica sensivelmente a bebida do café Mole, para teores a partir de 2,0%. d) Para teores de 4,5% em diante a liga tem bebida Riada ou Rio. e) A regressão obtida não é estritamente linear, mas a linha reta da uma aproximação razoável. f) Consideradas as porcentagens de 0,0 a 10,0%,a equação de regressão para os dados transformados pela transformação T = √ Y é: T = 1,7045 - 0,127 X, onde X é a porcentagem de café Rio e T dá a bebida, na escala numérica adotada, transformada pela raíz quadrada. g) A equação de regressão para os tratamentos de 0,0 a 10,0% de cafe Rio é Y = 3,0997 - 0,3281 X, isto é, há uma queda de 0,3281 na escala numérica da bebida, para cada unidade de porcentagem de café Rio.

O emprêgo dos radioisótopos no estudo da fertilidade do solo: II. outras fórmulas para avaliação dos teores de nutrientes disponíveis

O presente trabalho é continuação de um artigo anterior em que o autor se refere as equações de FRIED & DEAN(1952), de LANSEN (1952) e de BARBIER, LESAINT & TYSZKIEWICZ (1954). Nele é apresentada uma expressão aparentemente diferente das citadas, mas que lhes é equivalente para avaliação do teor de um nutriente disponível do solo empregando-se um isótopo radioativo do mesmo. O presente trabalho faz referência ainda à equação de SOKOLOV (1958) e a um processo chamado de diluição isotópica inversa.

Estudo colorimétrico da montmorilonita I : obtenção da reta padrão e estudo da influência do quartzo e da caolinita na absorbância do sistema colorido

O objetivo deste trabalho é iniciar estudos no sentido de estabelecer um método colorimétrico para a determinação quantitativa da montmorilonita. E para tal baseou-se na reação deste argilo-mineral com uma solução aquosa de benzidina. Os testes iniciais mostraram que o complexo colorido segue a lei de Lambert-Beer, pelo menos no intervalo de concentração de 7,35 a 36,75 microgramas de montmorilonita por mililitro, sendo que a equação obtida para relacionar a absorbância com a concentração foi : X - 5 L - 14,7 (L é a absorbância e X é microgramas de montmorilonita). Testou-se também a influência da presença do quartzo e da caolonita, chegando-se a conclusão que a presença destes minerais concorre para aumentar a absorçância (embora não houvesse aumento na intensidade da cor azul, sendo que tal aumento era maior nas misturas em que os três minerais estavam presentes.

A adsorção de boro pelo solo

Amostras de solos procedentes dos horizontes B2 e B3 da Série Guamium (Latosólico Vermelho Escuro-orto) e do horizonte Ap da Série Godinhos (Podzólico Vermelho-Amarelo, var. Piracicaba) do Município de Piracicaba, foram tratadas com carbonato de cálcio a fim de se obter uma variação relativamente ampla do pH. Avaliou-se a capacidade de retenção ou adsorção de boro das amostras de solos, mediante a agitação de dois gramas de material com 5 ml de soluções padrão contendo quantidades crescentes de boro. Após um repouso durante 16 horas, procedeu-se à determinação do teor de boro da solução de equilíbrio. Calculou-se a quantidade de boro adsorvida por diferença entre a originalmente existente e a determinada na solução de equilíbrio após a agitação e repouso. Os dados obtidos evidenciaram que a quantidade de boro adsorvido pelas amostras de solos estudadas aumenta com a concentração de boro da solução de equilíbrio e cresce à medida que se eleva o pH. A equação de Freundich, na sua forma linear, traduziu de um modo adequado a dependência da quantidade de boro adsorvida (log x/m ) da concentração de boro da solução de equilíbrio (log c ) e do pH do solo.

Adsorção de sulfato pelo solo

Avaliou-se a capacidade de retenção ou adsorção do ânsion sulfato por várias amostras de solos, mediante a agitação de dois gramas de material com 5 ml de soluções padrões contendo quantidades crescentes de sulfato. Após um repouso durante 16 horas, procedeu-se à determinação do teor de sulfato da solução de equilíbrio. Calculou-se a quantidade de sulfato adsorvida por diferença entre a originalmente existente e a determinada na solução de equilíbrio após a agitação da suspensão do solo e repouso. O material estudado constituiu-se de amostras de solos procedentes de vários horizontes de diversas séries do Município de Piracicaba, tratadas com carbonato de cálcio a fim de se obter uma variação relativamente ampla do pH. Os dados obtidos evidenciaram que a quantidade de sulfato adsorvido pelas amostras de solos estudadas aumenta com a concentração de sulfato da solução de equilíbrio e diminui à medida que se eleva o pH. A equação de Freundlich, na sua forma linear, traduziu de um modo adequado a dependência da quantidade de sulfato adsorvida pelo so lo (log x/m) da concentração de sulfato da solução de equilíbrio (log c) e do pH do solo.

Cinética da absorção de cálcio na presença de magnésio em células foliares de cafeeiro (Coffea arabica L. cv. 'Mundo Novo')

No trabalho apresentado, estudou-se a cinética de absorção de íons, baseado na equação de LINEWEAVER & bURk (1934). o estudo visou verificar o efeito competitivo ou não do íon Mg²+ na absorção do íon Ca²+. Para facilidade do estudo, soluções de CaCl2 marcadas com 45Ca foram administradas em diferentes concentrações à tecidos foliares de café (Coffea arabica L., cv. 'Mundo Novo'), em solução contendo ou não uma concentração conhecida de MgCl2 segundo a técnica de SMITH & EPSTEIN (1964a e 1964b). São apresentados também cálculos estatísticos, considerados inéditos na aplicação do presente estudo. Conclue-se que há inibição competitiva devida ao íon Mg²+ pelos centros ativos dos carregadores.