Índice de positividade da reação imunoenzimática (ELISA) para cisticercose no líquido cefalorraquidiano (LCR) e no soro de pacientes com epilepsia

Foram estudados 50 pacientes com epilepsia em três Serviços de Neurologia do Município de Londrina, Paraná. A prevalência da positividade da reação imunoenzimática (ELISA) para cisticercose no líquido cefalorraquidiano (LCR) e no soro desses pacientes foi de 34,0% e 20,0%, respectivamente. Houve diferença estatisticamente significativa quando essas duas taxas foram comparadas com a positividade da reação, no LCR e no soro, no grupo controle, constituído por pessoas que não apresentavam doença neurológica. Não houve associação entre o tipo de convulsão (generalizada ou parcial) e o índice de positividade da reação imunoenzimática (ELISA) para cisticercose no LCR. Encontrou-se número maior de pacientes com ELISA reagente para cisticercose em moradores da zona rural em relação aos moradores da zona urbana do município.

Paracoccidioides brasiliensis (Lutz, 1908) isolado por meio de hemocultura em um paciente portadora de símdrome de imunodeficiência adquirida (SIDA)

Relata-se o primeiro caso de isolamento de Paracoccidioides brasiliensis (P. brasiliensis) em sangue de paciente HIV positivo, 28 anos, sexo masculino, natural de Nova Londrina que, ao exame físico e ultrassonográfico, apresentava esplenomegalia febril a esclarecer. Para estabelecer o diagnóstico etiológico, hemoculturas em triplicata foram realizadas para pesquisa de bactérias aeróbias, micobactérias e fungos. As hemoculturas para bactérias aeróbias e micobactérias foram negativas e P. brasiliensis foi isolado de duas hemoculturas, na fase leveduriforme em ágar BHI, 20 dias após a semeadura, a partir do meio de Negroni. O paciente classificado, segundo o "Centers for Disease Control (CDC)", no grupo IV devido a uma pneumocistose pulmonar, interrompeu o tratamento por problemas particulares na segunda dose de anfotericina B, sendo tratado alternativamente com 800 mg/dia de cetoconazol. O óbito ocorreu um ano após o isolamento do P.brasiliensis em hemocultura.

Neurocisticercose com quadro clínico inicial de meningite aguda

São apresentados 27 casos de neurocisticercose, com quadro clínico inicial de meningite aguda, atendidos no Hospital Universitário Regional do Norte do Paraná (HURNP - Universidade Estadual de Londrina). Vinte (74,1%) pacientes eram do sexo masculino; a idade variou de 4 a 52 anos (23,6 ± 11,7 anos); 11 tinham menos de 20 anos, 10 tinham entre 21 e 30 anos e 6, mais de 30 anos. O diagnóstico etiológico foi estabelecido pela reatividade no líquido cefalorraquidiano (LCR) do teste de fixação do complemento (Weinberg) em 17 pacientes e pelo imunoenzimático (ELISA) para cisticercose em 10. Em 6 pacientes foi realizada tomografia computadorizada de crânio, todas com alterações sugestivas de neurocisticercose. No LCR colhido na admissão, em 21 (77,78%) pacientes havia predomínio de linfócitos/monócitos e em 6 (22,2%), predomínio de neutrófilos. A presença de eosinófilos, possibilitando a suspeita de neurocisticercose, só ocorreu na primeira amostra de LCR em 7 casos; desses, 4 casos a pleocitose era linfomonocitária e 3 era neutrofilica. Hiperproteinorraquia e hipoglicorraquia no LCR colhido na admissão foram observadas em 18 (66,6%) e 6 (22,2%) pacientes, respectivamente. Nos doentes em que não havia eosinófilos no LCR colhido na admissão, o diagnóstico inicial foi de meningite linfomonocitária de etiología presumivelmente viral ou de meningite purulenta. O tratamento da meningite aguda por neurocisticercose foi realizado com dexametasona e houve desaparecimento dos sintomas e sinais. Não houve óbito em nenhum caso. Os autores ressaltam a importância de incluir a neurocisticercose no diagnóstico diferencial das meningites agudas, em áreas endêmicas para essa doença, assim como realizar rotineiramente em todas as amostras de LCR colhidas de pacientes atendidos o teste ELISA para cisticercose.

Socio-demographic and epidemiological characteristics associated with human immunodeficiency virus type I (HIV-1) infection in HIV-1-explosed but uninfected individuals, and in HIV-1-infected patients from a southern brasilian population

The ability to control human immunodeficiency virus type 1 (HIV-1) infection and progression of the disease is regulated by host and viral factors. This cross-sectional study describes the socio-demographic and epidemiological characteristics associated with HIV-1 infection in 1,061 subjects attended in Londrina and region, south of Brazil: 136 healthy individuals (Group 1), 147 HIV-1-exposed but uninfected individuals (Group 2), 161 HIV-1-infected asymptomatic patients (Group 3), and 617 patients with AIDS (Group 4). Data were obtained by a standardized questionnaire and serological tests. The age of the individuals ranged from 15.1 to 79.5 years, 54.0% and 56.1% of the Groups 3 and 4 patients, respectively, were men. The major features of groups 2, 3, and 4 were a predominance of education level up to secondary school (55.8%, 60.2% and 62.4%, respectively), sexual route of exposure (88.4%, 87.0% and 82.0%, respectively), heterosexual behavior (91.8%, 75.2% and 83.7%, respectively), and previous sexually transmitted diseases (20.4%, 32.5%, and 38.1%, respectively). The patients with AIDS showed the highest rates of seropositivity for syphilis (25.6%), of anti-HCV (22.3%), and anti-HTLV I/II obtained by two serological screening tests (6.2% and 6.8%, respectively). The results documenting the predominant characteristics for HIV-1 infection among residents of Londrina and region, could be useful for the improvement of current HIV-1 prevention, monitoring and therapeutic programs targeted at this population.

Difficulties in the diagnosis of HTLV-2 infection in HIV/AIDS patients from Brazil: comparative performances of serologic and molecular assays, and detection of HTLV-2b subtype

The current diagnosis of human T-lymphotropic virus type-2 (HTLV-2) infection is based on the search of specific antibodies; nevertheless, several studies conducted in Brazil pointed deficiencies of the commercially available kits in detecting HTLV-2, mostly in HIV/AIDS patients. This study searched for the presence of HTLV-1 and -2 in 758 HIV/AIDS patients from Londrina, Paraná, Brazil. Serum samples were screened for HTLV-1/2 antibodies using two EIA kits (Vironostika and Murex), and confirmed by WB (HTLV Blot 2.4, Genelabs). The results obtained by EIA disclosed 49 (6.5%) reactive sera: 43 positive by both EIA kits, and six with discordant results. WB confirmed HTLV-1 infection in seven samples (0.9%) and HTLV-2 in 21 sera (2.8%). Negative and indeterminate results were detected in four (0.5%) and 16 (2.1%) sera, respectively. Blood from 47 out of 49 HTLV seroreactive patients were collected and analyzed for the presence of env, LTR and tax genomic segments of HTLVs by PCR. PCR confirmed six cases of HTLV-1 and 37 cases of HTLV-2 infection (14 out of 16 that were found to be WB indeterminate). Restriction analysis of the env PCR products of HTLV-2 disclosed 36 isolates of HTLV-2a/c subtype, and one of HTLV-2b subtype. These results emphasize the need of improving serologic tests for detecting truly HTLV-2 infected patients from Brazil, and confirm the presence of HTLV-2b subtype in the South of this country.

Contribuição ao estudo da história natural de enteroparasitoses em uma comunidade fechada 1: Prevalência de enteroparasitos em uma comunidade fechada

Empregando 5 métodos de diagnóstico coprológico, os autores estudam a prevalência de enteroparasitas em um orfanato do município de Londrina, Paraná, discutindo os resultados.

Prevalência da doença de Chagas em banco de sangue através da reação de fixação de complemento e imunofluorescência indireta: discrepâncias entre as reações e possibilidade de falhas na seleção de doadores

Utilizando a Reação de Fixação de Complemento (FC) e Imunofluorescência Indireta (IF) os AA. encontraram no Banco de Sangue do Hospital Universitário de Londrina, Paraná, Brasil, 7,4% de reações sorológicas positivas para doença de Chagas em 3.000 candidatos a doadores de sangue sendo concordantes em 97,1% e discordantes em 2,9%. A IF se mostrou mais sensível que a FC, sendo o risco de se encontrar um resultado positivo na IF quando esse era negativo ou duvidoso na FC estimado como sendo 15 vezes maior que o risco de se encontrar um resultado positivo na FC quando esse era negativo ou duvidoso na IF. A segurança das provas sorológicas aumentam quando se consideram os resultados duvidosos ou anticomplementares como positivos. Em outro grupo de candidatos a doador que já haviam doado sangue anteriormente, 450 tinham de uma a seis reações de FC prévias feitas em outro laboratório. Desses encontraram-se 10 indivíduos (2,2%) com reação positiva ou duvidosa em pelo menos uma oportunidade, o que mostra a relatividade da seleção de doadores apenas pela reação sorológica, discute-se a utilização alternativa da violeta de genciana pelos serviços de hemoterapia.

Species distribution and in vitro fluconazole susceptibility of clinical Candida isolates in a Brazilian tertiary-care hospital over a 3-year period

INTRODUCTION: In this study, we aimed at identifying Candida isolates obtained from blood, urine, tracheal secretion, and nail/skin lesions from cases attended at the Hospital Universitário de Londrina over a 3-year period and at evaluating fluconazole susceptibilities of the isolates. METHODS: Candida isolates were identified by polymerase chain reaction (PCR) using species-specific forward primers. The in vitro fluconazole susceptibility test was performed according to EUCAST-AFST reference procedure. RESULTS: Isolates were obtained from urine (53.4%), blood cultures (19.2%), tracheal secretion (17.8%), and nail/skin lesions (9.6%). When urine samples were considered, prevalence was similar in women (45.5%) and in men (54.5%) and was high in the age group >61 years than that in younger ones. For blood samples, prevalence was high in neonates (35%) and advanced ages (22.5%). For nail and skin samples, prevalence was higher in women (71.4%) than in men (28.6%). Candida albicans was the most frequently isolated in the hospital, but Candida species other than C. albicans accounted for 64% of isolates, including predominantly Candida tropicalis (33.2%) and Candida parapsilosis (19.2%). The trend for non-albicans Candida as the predominant species was noted from all clinical specimens, except from urine samples. All Candida isolates were considered susceptible in vitro to fluconazole with the exception of isolates belonging to the intrinsically less-susceptible species C. glabrata. CONCLUSIONS: Non-albicans Candida species were more frequently isolated in the hospital. Fluconazole resistance was a rare finding in our study.

Fatores de risco cardiovasculares em adolescentes: indicadores biológicos e comportamentais

OBJETIVO: Oferecer informações descritivas e investigar a extensão com que os fatores de risco para doenças cardiovasculares de natureza comportamental estão associados aos fatores de risco biológicos na população jovem. MÉTODOS: Amostra de 452 adolescentes (246 moças e 206 rapazes) com idades entre 15 e 18 anos, selecionados de uma escola de ensino médio da cidade de Londrina, Paraná. Fatores de risco de natureza comportamental foram analisados mediante prática insuficiente de atividade física, ingestão excessiva de gorduras e de colesterol e uso de tabaco. Como indicadores dos fatores de risco biológicos recorreu-se ao sobrepeso, aos níveis elevados de pressão arterial e concentrações não-favoráveis de lipídios-lipoproteínas plasmáticas. RESULTADOS: Por volta de 20% das moças e 16% dos rapazes apresentaram pelo menos um fator de risco biológico para o desenvolvimento de doenças cardiovasculares. O sobrepeso se associou significativamente com a ingestão excessiva de gorduras, enquanto a pressão arterial elevada se relacionou com o estilo de vida sedentário e o uso de tabaco. A excessiva ingestão de gorduras e de colesterol indicou risco aumentado de concentrações indesejáveis de lipídios-lipoproteínas plasmáticas. Adolescentes fumantes tenderam a demonstrar risco de pressão arterial e de lipídios-lipoproteínas plasmáticas alterados duas vezes maior que não-fumantes. CONCLUSÃO: Os resultados reforçam a necessidade de que intervenções direcionadas à adoção de um estilo de vida saudável, incluindo prática regular de atividade física, padrões dietéticos adequados e abstenção ao uso de tabaco, deverão ser iniciadas em idades jovens.

Prevalência de obesidade abdominal em hipertensos cadastrados em uma Unidade de Saúde da Família

FUNDAMENTO: A obesidade abdominal é importante fator de risco cardiovascular e, juntamente com as dislipidemias, a intolerância a glicose e a hipertensão arterial, compõe a síndrome metabólica. OBJETIVO: Verificar a prevalência de obesidade abdominal e fatores associados em hipertensos. MÉTODOS: Estudo transversal com hipertensos de 20 a 79 anos cadastrados em uma Unidade Saúde da Família do município de Londrina, Paraná. A obesidade abdominal foi identificada por meio da relação cintura-quadril (RCQ) e da circunferência abdominal (CA), conforme pontos de corte recomendados pela Organização Mundial de Saúde (RCQ > 1,0 e CA > 102 cm para homens, e RCQ > 0,85 e CA > 88 cm para mulheres). RESULTADOS: Entre os 378 entrevistados, a prevalência de obesidade abdominal identificada pela RCQ foi de 65,3% nos adultos e 68,1% nos idosos, sendo de 87,9% no sexo feminino e de 30,2% no masculino (p < 0,001). Nas mulheres, a RCQ elevada esteve associada ao relato de colesterol aumentado, não realização de atividade física regular, ausência de trabalho remunerado e baixa escolaridade. Não houve associação de RCQ elevada com quaisquer variáveis no sexo masculino. A circunferência abdominal elevada esteve presente em 66,8% dos adultos e 64,3% dos idosos, também com diferenças entre os sexos (p < 0,001). A CA elevada mostrou-se associada, no sexo feminino, ao diabete e ao não tabagismo, e, entre homens, ao diabete e à não realização de atividade física regular. CONCLUSÃO: Esses resultados mostram uma alta prevalência de obesidade abdominal, especialmente no sexo feminino, reforçando a necessidade de estratégias que promovam a diminuição da obesidade abdominal entre hipertensos.

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.

Absorção de nutrientes por duas cultivares de girassol (Helianthus annuus L.) , em condições de campo: I. Concentração de macronutrientes

Para se estudar a absorção de macronutrientes em função da idade da planta, instalou-se um experimento , em condições de campo, no Centro Nacional de Pesquisa de Soja / EMBRAPA, em Londrina (PR). O solo usado foi o Latossolo Roxo eutrófico e o delineamento estatístico o inteiramente casualizado com quatro repetições. Foram aplicadas seis doses de adubo: 0-0-0; 1-1-1; 2-1-1; 1-2-1; 2-2-1 e 2-0-0 (NPK) , correspondendo a 0 = zero; 1 = 45 e 2 = 90 kg/ha (N, P2O5, K2O). Destas doses foram escolhidas a melhor e a pior em termos de produção de grãos, para o estudo das concentrações de nutrientes. A população de plantas foi de 62.500 plantas/ha com 0,80 m entre linhas. Conclui-se: a. as concentrações mínimas ocorreram próximo ao período de maximo acúmulo de matéria seca (88 dias); b. para fins de diagnose foliar pode -se usar os seguintes valores: N 3,60%; P = 0,39%; K = 3,41%; Ca = 2,43%; Mg = 0,59% e S = 0,20%.

Absorção de nutrientes por duas cultivares de girassol (Helianthus annuus L.), em condições de campo: II. Concentração de micronutrientes

Com o objetivo de se determinar a absorção de micronutrientes em função da idade da planta de girassol, conduziu-se um experimento no Centro Nacional de Pesquisa de Soja/EMBRAPA, em Londrina (PR). No solo Latossolo Roxo eutrófico foram aplicadas seis doses de adubo: 0-0-0; 1-1-1; 2-1-1; 1-2-1 e 2-0-0 (NPK) , correspondendo a 0 = zero; 1 =45 e 2 = 90 kg/ha. Destas doses foram escolhidas a melhor e a pior quanto à produção de grãos, para se estudar a concentração dos micronutrientes. Conclui-se: a. as concentrações mínimas ocorreram próximo ao período de máximo acúmulo de matéria seca (88 dias); b. para fins de diagnose foliar pode-se usar os seguintes valores, no início da floração: Cu = 27 ppm; Mn = 200 ppm; Zn = 31 ppm; B = 125 ppm e Fe = 227 ppm.

Absorção de nutrientes por duas cultivares de girassol (Helianthus annuus, L.) em condições de campo: IV. Acúmulo de micronutrientes

Para a determinação do acúmulo de microrutrientes em função da idade da planta, instalou-se um experimento em Latossolo Roxo eutrófico, no Centro Nacional de Pesquisas de Soja/ EMBRAPA, Londrina (PR). Foram aplicadas seis doses de adubo NPK, dos quais foram usadas duas para estudar o acúmulo de micronutrientes: 0-0-0 e 90-45-45 kg/ha para a cultivar Con tissol e 0-0-0 e 45-45-45 kg/ha para a cultivar Guayacan. Coletaram-se amostras para análise de 14 em 14dias a partir da emergência. Pode-se concluir: a. o acúmulo máximo de micronutrientes ocorreu aos 88 dias e o ponto de inflexão aos 56 dias após a emergência; b. as quantidades totais absorvidas pelas plantas obedeceu ã ordem: Fe > Mn > B > Zn > Cu; c. a exportação de micronutrientes a través da colheita de grãos segue a ordem: Fe > Mn > Zn > Cu > B; d. o acúmulo máximo, em g de micronutrientes para uma produção de 1.000 kg de grãos foi: Fe = 933; Mn = 787; B = 383; Zn = 59,3; Cu = 22,8 e B= 12,3.

Acúmulo de matéria seca por duas cultivares de girassol (Helianthus annuus L.), em função da idade e da adubaçao

Com o objetivo de se estudar o acúmulo de matéria seca, em função da idade da planta e a produção de grãos do girassol, instalou-se um experimento, em condições de campo, no Centro Nacional de Pesquisa de Soja/EMBRAPA, em Londrina, PR. O solo utilizado foi o Latossolo Roxo eutrófico e o delineamento estatístico foi o inteiramente casualizado com quatro repetições. Foram aplicadas seis doses de adubo: 0-0-0; 1-1-1; 2-1-1-; 1-2-1; 2-2-1 e 2-0-0 (NPK), correspondendo a 0 = zero;1 = 45 kg/ha e 2 = 90 kg/ha (N, P(2)0(5) e K2O. Para o estudo do crescimento da planta foram escolhidas a melhor e pior dose. O espaçamento foi de 0,80 m entre linhas com cinco plantas por metro linear. A colheita de amostras foi efetuada de 14 em 14 dias, da emergência até a colheita. Nas condições em que o experimento foi conduzido pode concluir que: a) a produção de matéria seca não foi afetada por nenhuma dose de adubo; b) a produção de grãos foi maior quando não houve adubação NPK; c) a maior velocidade de crescimento da planta ocorreu, em média, aos 56 dias após a emergência; d) o acúmulo máximo de matéria seca foi aos 88 dias após a emergência.