Comportamento atípico da doença reumática no decurso da gravidez. A propósito de um caso

Descreve-se o caso de uma mulher de 31 anos de idade que, no decurso da segunda gestação, apresentou quadro atípico de doença reumática na 28ª semana. Aspectos relacionados à prevenção da moléstia e ao tratamento no ciclo gravídico-puerperal são discutidos.

Evolução e prognóstico materno-fetal da cirurgia cardíaca durante a gravidez

FUNDAMENTO: A cirurgia cardíaca favorece o prognóstico materno em casos refratários à terapêutica clínica, contudo associa-se a riscos ao concepto quando realizada durante a gravidez. OBJETIVO: Analisar a evolução e o prognóstico materno-fetal de gestantes submetidas à cirurgia cardíaca no ciclo gravídico-puerperal. MÉTODOS: Estudou-se a evolução de 41 gestações de mulheres que tiveram indicação de cirurgia cardíaca no ciclo gravídico puerperal. A cardiotocografia fetal foi mantida durante o procedimento nas pacientes com idade gestacional acima de 20 semanas. RESULTADOS: A média da idade materna foi de 27,8 ± 7,6 anos, houve predomínio da valvopatia reumática (87,8%), e 15 dessas (41,6%) foram submetidas à reoperação, devido à disfunção de prótese valvar. A média do tempo de circulação extracorpórea foi de 87,4 ± 43,6 min, e a hipotermia foi utilizada em 27 casos (67,5%). Treze mães (31,7%) não apresentaram intercorrências e tiveram seus recém-nascidos vivos e saudáveis. A evolução pós-operatória das demais 28 gestações (68,3%) mostrou: 17 complicações maternas (41,5%); três óbitos (7,3%); 12 perdas fetais (29,2%) e quatro casos de malformação neurológica (10%), dois dos quais evoluíram para óbito tardio. Houve uma perda de seguimento após a cirurgia. Nove pacientes (21,9%) foram operadas em caráter de emergência, situação que influenciou (p < 0.001) o prognóstico materno. CONCLUSÃO: A cirurgia cardíaca durante a gravidez permitiu sobrevida materna em 92,7% e nascimento de crianças saudáveis em 56,0% das pacientes que apresentaram complicações cardíacas refratárias à terapêutica clínica. O pior prognóstico materno teve correlação com a cirurgia em caráter de emergência.

Valor prognóstico da ecocardiografia sob estresse com dipiridamol em mulheres

FUNDAMENTO: A ecocardiografia sob estresse é uma importante ferramenta diagnóstica e prognóstica na cardiopatia isquêmica. OBJETIVO: Avaliar a importância da ecocardiografia sob estresse com dipiridamol (EEDI) na investigação de isquemia miocárdica em mulheres e sua capacidade de predizer eventos combinados (morte cardiovascular, infarto agudo do miocárdio [IAM], angina instável, procedimentos de revascularização miocárdica [cirúrgica ou percutânea] em um seguimento médio de 16 meses. MÉTODOS: EStudo prospectivo, com utilização do protocolo de dipiridamol na dose de 0,84 mg em 10 minutos, associado à atropina (0,25 mg/min até 1,0 mg). RESULTADOS: Foram avaliadas 147 mulheres. A EEDI foi positiva em 14 pacientes (9,5%), negativa em 128 (87,1%) e inconclusiva em 5 (3,4%). Eventos ocorreram em 8 pacientes, 7 tinham EEDI positiva. Os outros 138 não tiveram eventos. Desses, 128 tinham EEDI negativa. A sensibilidade, a especificidade, a acurácia, os valores preditivos positivo e negativo do teste frente aos eventos foram respectivamente: 83%, 95%, 94%, 42% e 99%. A sobrevida livre de eventos para pacientes com EEDI negativa foi de 99,2%, comparada com 58% para EEDI positiva (p < 0,001). A análise univariada identificou o resultado do EEDI, o eletrocardiograma (ECG) basal, a fração de ejeção do VE, a dislipidemia, o índice de movimentação parietal do VE de repouso e pico, antecedentes de IAM, de revascularização miocárdica, como fatores prognósticos associados aos desfechos. Os resultados da EEDI e do ECG basal permaneceram com associação significativa com os desfechos na análise multivariada (p < 0,001). CONCLUSÃO: O ECG basal e o EEDI positivo foram variáveis independentes para a ocorrência de desfechos. O EEDI apresentou excelente valor preditivo negativo, confirmando sua utilidade na avaliação prognóstica em tais pacientes.

Doença periodontal em portadoras de valvopatia durante a gravidez: estudo clínico e microbiológico

FUNDAMENTO: A doença periodontal representa risco à gestante portadora de valvopatia reumática, seja para contrair endocardite infecciosa, seja por propiciar complicações obstétricas. OBJETIVO: Estudar a frequência da doença periodontal em portadoras de valvopatia reumática durante a gravidez. MÉTODOS: Foram estudadas 140 gestantes, comparáveis quanto a idade e o nível socioeconômico, divididas em: 70 portadoras de doença valvar reumática e 70 mulheres saudáveis. Todas se submeteram a: 1) avaliação clínica odontológica que incluiu a análise dos seguintes parâmetros: 1.1) profundidade à sondagem, 1.2) distância da linha esmalte-cemento à margem gengival, 1.3) nível clínico de inserção, 1.4) índice de sangramento, 1.5) índice de placa bacteriana, e, 1.6) comprometimento de furca; e, 2) exame microbiológico nas amostras de saliva e do cone que considerou o controle positivo para as cepas das bactérias Porphyromonas gingivalis, Tannerella forsithia e Aggregobacter actinomycetemcomitans. RESULTADOS: A lesão valvar mitral foi prevalente (65 casos = 92,8%) dentre as gestantes cardiopatas. A comparação entre os grupos mostrou não haver diferenças entre idade e a paridade, e embora tenham sido verificadas diferenças entre as medidas da distância da linha esmalte-cemento à margem gengival (p = 0,01) e o índice de placa (p=0,04), a frequência da doença periodontal identificada em 20 (14,3%) gestantes, não foi diferente entre os grupos (p = 0,147). O exame microbiológico mostrou uma proporção maior da bactéria P. gingivalis na saliva de gestantes saudáveis (p = 0,004). CONCLUSÃO: O estudo clínico e microbiológico periodontal durante a gravidez demonstrou igual frequência da doença periodontal em portadoras de valvopatia reumática quando comparada às mulheres saudáveis.

Valor prognóstico do peptídeo natriurético tipo B na mortalidade de pacientes com Síndrome Coronariana Aguda

FUNDAMENTO: O valor prognóstico do PNB na Síndrome Coronariana Aguda (SCA) tem sido repetidamente avaliado, mas ainda não completamente bem estabelecido. Os dados da literatura para estabelecer o melhor momento para avaliar o PNB, seja na admissão hospitalar, seja após a intervenção coronariana, são controversos. OBJETIVO: Analisar o PNB em SCA sem supradesnivelamento do segmento ST (Scasest), no longo prazo, e avaliar a associação entre PNB (pg/mL), morte, anatomia coronariana, e Escore de Risco TIMI. MÉTODOS: Quarenta pacientes com Scasest e troponina > 0,50 ng/mL tiveram seus níveis de PNB medidos na admissão e 96 horas depois, e foram acompanhados por quatro anos. A diferença entre as duas medidas foi avaliada utilizando o teste de Wilcoxon (p < 0,05). A curva ROC foi utilizada para avaliar o PNB de 96 horas preditor de morte, e a regressão logística foi usada para avaliar um possível fator de confusão entre o PNB de 96 horas, a idade e o resultado. RESULTADOS: Havia um aumento no PNB de 96 horas (148 na admissão contra 267 após 96 horas; p = 0,04). Treze pacientes morreram. Para o corte 300 pg/mL, o PNB de 96 horas foi um preditor de morte (sensibilidade, 92,30%; especificidade, 77,80%; valor preditivo positivo, 66,70%; valor preditivo negativo, 95,50%). A área sob a curva ROC foi de 0,92. Foi observado um aumento de 7,4 vezes no risco relativo de morte em quatro anos com um PNB de 96 horas > 300 pg/mL (95% CI 1,90 a 29,30 p < 0,01). Foi observada uma associação entre o PNB de 96 horas e o Escore de Risco TIMI (p < 0,01). Foi observada uma associação entre o aumento no PNB de 96 horas e a doença multiarterial (p = 0,02). CONCLUSÃO: Na Scasest com troponina positiva, o PNB de 96 horas pode ser uma ferramenta de estratificação de risco. (Arq Bras Cardiol. 2012; [online].ahead print, PP.0-0)

Relação da pressão sistólica em artéria pulmonar com gênero, menopausa e gravidez em portadores de hipertensão arterial pulmonar associada à esquistossomose

FUNDAMENTO: A hipertensão arterial pulmonar associada à esquistossomose (HPAE) é uma grande preocupação no mundo todo. No entanto, o papel de fatores contribuintes específicos do gênero em HPAE é desconhecido. OBJETIVO: Investigamos os valores da pressão arterial pulmonar sistólica (PAPS) e a presença de elevação grave na PAPS relacionado ao gênero, presença de menopausa e histórico de gravidez em pacientes com HPAE. MÉTODOS: Setenta e nove pacientes diagnosticados com HPAE de 2000 a 2009 foram avaliados e 66 foram incluídos no estudo. As informações referentes à idade, status da menopausa, gravidez, PAPS derivada da ecocardiografia, e pressão arterial pulmonar média invasiva (PAPm) foram coletadas de registros médicos. A relação entre os valores de PAPS e PAPm e a correlação para doença grave foram avaliados. Os modelos de regressão avaliaram a associação de gênero, status da menopausa e histórico de gravidez com valores de PAPS e a presença de PAPS severa. RESULTADOS: Houve correlação moderada entre PAPm e PAPS, com boa concordância para classificação de doença grave. Os valores de PAPS foram semelhantes para homens e mulheres. Uma tendência a valores maiores de PAPS foi encontrada para mulheres não menopausadas em comparação a homens. Valores superiores de PAPS foram encontrados para mulheres menopausadas em comparação a mulheres não menopausadas; os valores não foram significativos após o ajuste de idade. O histórico de gravidez não teve relação com a PAPS. Presença de menopausa e passado de gravidez não mostraram associação com valores de PAPS. CONCLUSÃO: Em pacientes com HPAE, nem o gênero, nem o status da menopausa nem o histórico de gravidez apresentou uma correlação independente com valores de HPAE avaliados pela ecocardiografia.

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

Febre maculosa das Montanhas Rochosas: ensaios negativos de transmissão experimental do virus por Triatomideos

1. - As seguintes especies de Triatomideos não puderam transmitir pela picada o virus da febre maculosa das Montanhas Rochosas a cobayas normaes, nos seguintes prazos após a sucção de animal infectado: Eutriatoma uhleri, 33, 47, 75 e 141 dias (1 exemplar); Triatoma protracta, 15 e 37 dias (1 exemplar), Triatoma infestans, 8 dias (15 exemplares), e Rhodnius prolixus, 2 dias (1 exemplar). Foi demonstrado por inoculaçao que o ultimo insecto ainda continha o virus vivo. 2. - Experiencias de transmissão mechanica, por picada interrompida em animal infectado e continuada immediatamente em animal são, foram tambem negativas, com as especies T. protracta e R. prolixus. Um unico insecto da primeira especie picou 2 vezes cada animal, emquanto que 22 exemplares da segunda especie picaram de 1 a 3 vezes cada cobaya. 3. - A inoculação de gottas de dejecções de um R. prolixus eliminadas 2 dias depois de sugar animal infectado, não produziu a infecção em cobaya normal, não obstante ter sido demonstrada a presença do virus no organismo do barbeiro, por inoculação do conteúdo estomacal em outra cobaya. 4. - Foram feitas experiencias para determinar o tempo de sobrevivencia do virus nos barbeiros, inoculando-se conteúdo intestinal a diversos intervallos depois da sucção de cobayas infectadas, com os seguintes resultados: T. infestans: positivo 1 vez em 24 horas e 2 vezes em 48 horas; negativo 2 vezes em 72. 96, 120 e 192 horas. P. megistus: positivo 3 vezes em 24 horas, 2 vezes em 48 horas e 1 vez em 72 horas; negativo 1 vez em 72 e 96 horas; resultado duvidoso ou sem valor (infecção intercorrente) 1 vez em 48 horas e 2 vezes a 72, 96 e 144 horas cada um. R. prolixus: positivo 1 vez em 24, 48 e 72 horas e negativo em 96 horas. 5. - Em vista dos resultados destas experiencias, feitas com 5 especies pertecentes a 4 generos de Triatomideos, torna-se muito pouco provavel que estes Hemipteros possam transmitir pela picada o virus da febre maculosa das Montanhas Rochosas, ou retel-o em seu organismo, em estado virulento, por mais de 2 a 4 dias.