A baixa taxa de obtenção da meta do LDL-colesterol numa população de baixa renda

OBJETIVO: Avaliar o percentual de pacientes adequados às metas preconizadas pelas III Diretrizes sobre Dislipidemias da Sociedade Brasileira de Cardiologia, numa população de baixa renda. Determinar se havia diferença deste percentual, nos pacientes de alto risco, conforme a idade (<75 anos x >75 anos). MÉTODOS: Analisamos consecutivamente 190 pacientes, divididos em dois grupos: 51 pacientes de baixo e médio risco (G I) e 139 de alto risco para doença arterial coronariana (G II). A amostra era caracterizada por pacientes de baixa renda (69% dos pacientes tinham uma renda familiar entre 1 e 2 salários mínimos), cuja terapêutica hipolipemiante era fornecida irregularmente pelo Estado. RESULTADOS: Os G I e G II apresentavam, respectivamente, 70,1±13,7 anos e 13,7% de homens e 68,5±10,6 anos e 62,6% de homens. Dentre os pacientes do G II, 30% apresentavam o LDL-colesterol dentro das metas preconizadas. Sendo que, a freqüência de pacientes adequados às metas foi, significativamente, menor em indivíduos com 75 anos ou mais que aqueles com menos de 75 anos (16% vs. 30%, p=0,04). CONCLUSÃO: Numa população, predominantemente, de baixa renda e sem assistência contínua do Estado para adquirir estatinas, a obtenção das metas preconizadas para o LDL- colesterol, pelas III Diretrizes sobre Dislipidemias da Sociedade Brasileira de Cardiologia, é baixa e ainda, significativamente, menor em pacientes muito idosos, com perfil de alto risco para aterosclerose.

Indicação de cintilografia de perfusão do miocárdio para a detecção de doença arterial coronariana, baseada em evidências ergométricas e clínico-epidemiológicas

OBJETIVO: Avaliar quando se devem realizar exames de cintilografia de perfusão do miocárdio (CPM), baseando-se em informações objetivas obtidas do teste ergométrico e da análise dos fatores clínico-epidemiológicos para doença arterial coronária (DAC). MÉTODOS: Foram submetidos a CPM 2.100 pacientes que foram classificados segundo o resultado da cintilografia, do escore de Duke e de escore clínico-epidemiológico, baseado em Framingham. Os pacientes com cintilografia positiva foram acompanhados a fim de definir se os resultados eram verdadeiros positivos. Foram utilizadas receiver operating characteristic (ROC) curvas para definir a eficiência e os melhores pontos de corte dos escores de Duke e clínico-epidemiológico, na seleção dos pacientes que deveriam ser submetidos a cintilografia. RESULTADOS: Observou-se que, restringindo a solicitação da cintilografia a pacientes com escore de Duke abaixo de 7,5 e/ou escore clínico-epidemiológico acima de 4, deixaríamos de realizar cerca de 50% dos exames com riscos mínimos de perda de diagnóstico. CONCLUSÃO: A utilização do escore de Duke e de escore clínico-epidemiológico para orientar a solicitação da CPM pode diminuir expressivamente o número de exames desnecessários.

Avaliação da força muscular respiratória e da função pulmonar em pacientes com insuficiência cardíaca

FUNDAMENTO: O termo insuficiência cardíaca (IC) refere-se à falha do coração em bombear sangue para suprir as necessidades do organismo. A função pulmonar e os músculos respiratórios podem estar afetados e os sintomas típicos apresentados pelos pacientes são desconforto aos mínimos esforços. OBJETIVO: Verificar a função pulmonar e a força dos músculos respiratórios em pacientes com IC em classes funcionais II e III, segundo a New York Heart Association (NYHA). MÉTODOS: O estudo foi descritivo e observacional, sendo incluídos 12 indivíduos com IC em classes II e III que estavam em acompanhamento ambulatorial. A função pulmonar (volume expiratório forçado no primeiro segundo - VEF1 - e capacidade vital forçada - CVF) foi avaliada por meio da microespirometria e a força muscular respiratória (pressão expiratória máxima - PEmáx - e pressão inspiratória máxima - PImáx), por meio de manovacuometria (marca Globalmed®). RESULTADOS: Houve diferença entre as classes II e III em relação à função pulmonar (VEF1: II = 91,17 ± 19,87 e III = 68,17 ± 21,78; CVF: II = 68,17 ± 21,78 e III = 73,67 ± 22,94) e à força muscular respiratória (PImáx: II = 71,67 ± 40,70 e III = 53,33 ± 29,27; PEmáx: II = 98,83 ± 34,56 e III = 58,33 ± 15,06). A classe II apresentou valores maiores que a III, em todos os parâmetros avaliados, com diferença estatisticamente significativa na PEmáx. CONCLUSÃO: A função pulmonar e a força muscular respiratória estão prejudicadas na IC, onde os indivíduos da classe III apresentam valores menores que a II, principalmente na PEmáx.

Avaliação da variabilidade da freqüência cardíaca em mulheres climatéricas treinadas e sedentárias

FUNDAMENTO: Alterações da função autonômica cardíaca são freqüentes no climatério e diferentes métodos têm sido empregados para conhecê-las e minimizá-las. OBJETIVO: Estudar a interferência da atividade física dinâmica aeróbica de baixa intensidade sobre a variabilidade da freqüência cardíaca (VFC) de mulheres climatéricas. MÉTODOS: Estudo transversal que analisou a VFC de 15 mulheres climatéricas com média de idade de 56,8 ± 4,9 anos, que já se encontravam em treinamento físico (caminhada de uma hora diária, três vezes por semana) há pelo menos dois anos (grupo ativo), e de 15 mulheres climatéricas (56,5 ± 3,7 anos) sedentárias (grupo sedentário). Todas as voluntárias não faziam uso de reposição hormonal. Os dados da VFC foram comparados entre os grupos por meio do teste U de Mann-Whitney. RESULTADOS: Houve diferenças significativas tanto no domínio da freqüência como no domínio do tempo das seguintes variáveis da VFC, em medianas, para os grupos ativo e sedentário, respectivamente: potência total (22.626,50 ms² e 4.432,10 ms²), componente baixa freqüência (741,20 ms² e 131,70 ms²), componente alta freqüência (668,90 ms² e 131,70 ms²), desvios padrão dos intervalos RR (51,60 ms e 22,50 ms), raiz quadrada da soma dos quadrados das diferenças entre os intervalos RR (35,30 ms e 15,90 ms) e porcentagem de intervalos RR adjacentes maiores que 50 ms (6,6% e 0,2%). CONCLUSÃO: O estudo sugere que o treinamento aeróbio pode ter propiciado significativa melhoria da função autonômica cardíaca das mulheres climatéricas do grupo ativo, podendo ser uma opção útil para preservar essa condição funcional sem necessidade de terapias de reposição hormonal.

Escore de cálcio coronariano prediz estenose e eventos na insuficiência renal crônica pré-transplante

FUNDAMENTO: A doença arterial coronariana (DAC) é a principal causa de óbito em pacientes com insuficiência renal crônica (IRC). Os exames não invasivos tradicionais para detecção de DAC e predição de eventos têm apresentado resultados insuficientes nesse grupo. A avaliação do escore de cálcio coronariano (ECC) por tomografia computadorizada tem comprovado valor prognóstico na população sem doença renal. OBJETIVO: Avaliar a acurácia do ECC para detectar DAC obstrutiva e prever eventos cardiovasculares em candidatos a transplante renal comparada à angiografia coronariana invasiva (ACI) quantitativa. MÉTODOS: Foram avaliados 97 pacientes com IRC e idade > 35anos. Foi considerada DAC obstrutiva a presença de estenose >50% ou >70% pela ACI. Dados descritivos, concordância, testes diagnósticos, Kaplan-Meier e análise multivariada foram utilizados. RESULTADOS: O escore de Agatston médio foi de 580,6 ± 1.102,2; os valores mínimos e máximos foram 0 e 7.994, e mediana de 176. Apenas 14 pacientes tinham escore de cálcio de zero. Não houve diferenças entre as etnias e a maior presença de cálcio regional associou-se a maior probabilidade de estenose coronária no mesmo segmento. O escore de cálcio de Agatston apresentou boa acurácia para o diagnóstico de estenose, >50% e >70% com área sob a curva ROC de 0,75 e 0,70, respectivamente. No limiar de 400, o escore de cálcio identificou o subgrupo com maior taxa de eventos cardiovasculares em tempo médio de seguimento de 29,1±11,0 meses. CONCLUSÃO: O ECC na avaliação de DAC apresentou boa performance diagnóstica e prognóstica para eventos cardiovasculares em pacientes com insuficiência renal crônica (IRC).

I Diretriz da Sociedade Brasileira de Cardiologia sobre processos e competências para a formação em cardiologia no Brasil: resumo executivo

Este artigo resume a "I Diretriz da Sociedade Brasileira de Cardiologia sobre Processos e Competências para a Formação em Cardiologia no Brasil", que pode ser encontrada na íntegra no seguinte endereço: mínimos que devem estar disponíveis no centro formador de Especialistas em Cardiologia e o conteúdo do conhecimento em Cardiologia.

Prevalência de hipertensão arterial em Adventistas do Sétimo Dia da capital e do interior paulista

FUNDAMENTO: Sabe-se que hábitos de vida inadequados favorecem a hipertensão, e os adventistas preconizam hábitos saudáveis. OBJETIVO: Avaliar a prevalência da hipertensão nos adventistas do sétimo dia na capital e no interior paulistas. MÉTODOS: Foram estudados 264 adventistas (41,17 ± 15,27 anos, 59,8% mulheres, com alto nível de religiosidade avaliada pela escala Duke-DUREL). A medida da pressão arterial foi realizada com aparelho automático validado. Nível de significância adotado foi p < 0,05. Resultados: A prevalência total de hipertensão foi 22,7%, (27,4% no interior e 15% na capital). Os adventistas da capital diferiram dos do interior (p < 0,05), respectivamente, quanto: escolaridade superior (62% vs 36,6%); ter vínculo empregatício (44%) vs autônomos (40,9%); renda familiar (8,39 ± 6,20 vs 4,59 ± 4,75 salários mínimos) e renda individual (4,54 ± 5,34 vs 6,35 ± 48 salários mínimos); casal responsável pela renda familiar (35% vs 39,6%); vegetarianismo (11% vs 3%); pressão arterial (115,38 ± 16,52/68,74 ± 8,94 vs 123,66 ± 19,62/74,88 ± 11,85 mmHg); etnia branca (65% vs 81,1%); casados (53% vs 68,9%); menor apoio social no domínio material (15,7 ± 5,41 vs 16,9 ± 4,32) e lembrar da última vez que mediu a pressão arterial (65% vs 48,8%). A análise multivariada associou hipertensão com: 1) vegetarianismo (OR 0,051, IC95% 0,004-0,681), 2) escolaridade (OR 5,317, IC95% 1,674-16,893), 3) lembrar quando mediu a pressão (OR 2,725, IC95% 1,275-5,821), 4) aposentado (OR 8,846, IC95% 1,406-55,668), 5) responsável pela renda familiar (OR 0,422, IC95% 0,189-0,942). CONCLUSÃO: A prevalência de hipertensão dos adventistas foi menor se comparada com estudos nacionais, sendo menor na capital em relação ao interior possivelmente por melhores condições socioeconômicas e hábitos de vida.

Impacto na reclassificação da hipertensão pela Monitorização Ambulatorial da Pressão Arterial (MAPA) segundo a V Diretriz Brasileira de MAPA

FUNDAMENTOS: Novas recomendações sobre valores de referência para normalidade em exames de monitorização ambulatorial da pressão arterial (MAPA) foram propostas pela V Diretriz Brasileira de Monitorização Ambulatorial da Hipertensão Arterial, com base principalmente no estudo IDACO. OBJETIVOS: O presente estudo epidemiológico tem o objetivo de avaliar o impacto da adoção desses novos critérios em um ambulatório de referência em hipertensão arterial. MÉTODOS: Foram analisados resultados de 1.567 exames de MAPA realizados entre 2005 e 2010, excluídos 481 pacientes da amostra por não preencherem critérios mínimos de qualidade do exame. Para a classificação desses exames quanto à anormalidade, foram utilizados os valores de referência da IV Diretriz Brasileira de MAPA (2005) e comparados com as mudanças propostas na V Diretriz Brasileira de MAPA (2011). Foi realizada análise estatística pelo método do Q² de Pearson, considerando-se p significativo < 0,05. RESULTADOS: Para os 1.086 exames avaliados, houve importante diferença na proporção de pacientes com MAPA alterado, em especial para a variável pressão arterial sistólica do sono: 49% adotando os valores de corte de 2005 e 71% adotando os de 2011, com significância estatística, p < 0,0001. CONCLUSÕES: A recomendação da nova diretriz causou grande impacto na classificação da hipertensão pelos exames de MAPA dentro da população estudada. A questão sobre os limiares desses exames para metas terapêuticas de pacientes sabidamente hipertensos ainda está em aberto e carece de mais estudos, preferencialmente nacionais, para melhor definição do assunto.

Recomendações da sociedade brasileira de arritmias cardíacas para serviços de holter

FUNDAMENTOS: Inúmeros indicadores são utilizados para assegurar a qualidade de um serviço; entretanto, a competência médica e o adequado fluxo de realização de um procedimento são determinantes da qualidade final. Nesse contexto, a Sociedade Brasileira de Arritmias Cardíacas pretende recomendar parâmetros mínimos necessários para garantir a excelência dos serviços de monitorização eletrocardiográfica ambulatorial. OBJETIVOS: Recomendar competências médicas mínimas e as informações necessárias para emissão do laudo de Holter. MÉTODOS: O documento foi fundamentado no conceito de medicina baseada em evidência, e nas circunstâncias em que a evidência não estava disponível a opinião de uma comissão de redação foi utilizada para a formulação da recomendação. Essa comissão foi formada por profissionais que apresentam vivência nas dificuldades do método e gestão na prestação de serviços nessa área. RESULTADOS: O profissional responsável pela análise de Holter deve conhecer as patologias cardiovasculares e ter formação consistente em eletrocardiografia, incluindo arritmias cardíacas e seus diagnósticos diferenciais. O laudo deve ser redigido de forma clara e objetiva. Os parâmetros mínimos que devem constar no laudo incluem as estatísticas do exame, assim como quantificação e análise dos distúrbios do ritmo observados durante a monitorização. CONCLUSÃO: A monitorização eletrocardiográfica ambulatorial deve ser realizada por profissionais com vivência em análise eletrocardiográfica e o laudo deve conter os parâmetros mínimos mencionados nesse documento.

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.

Aspectos da determinação da área basal em função da média aritmética dos diâmetros: II - vícios na determinação da área basal retirada

Em estudos teóricos, em amostras geradas em computador, e em desbastes conduzidos em povoamentos florestais, foram determinados os vícios cometidos no cálculo da área basal retirada a partir da média aritmética dos diâmetros. Os resultados contra-indicam êsse tipo de cálculo para a determinação da área basal retirada, devendo ser utilizada a determinação a partir da soma dos quadrados dos diâmetros.

Aspectos da determinação da área basal em função da média aritmética dos diametros III: vícios na determinação da área basal remanescente

São determinados vícios no cálculo da área basal remanescente a partir da média aritmética dos diâmetros, em comparação com o método de cálculo a partir da soma dos quadrados dos diâmetros. Os estudos são conduzidos tanto teòricamente como em amostras geradas em computador, com confirmações com dados coletados em desbastes de povoamentos florestais. Os resultados mostram-se desfavoráveis ao uso da média aritmética para determinações da área basal remanescente.

Os efeitos de diferentes regimes de irrigação sobre vários caracteres da cultura da cebola (Allium cepa, L.)

Os estudos relativos as melhores condições de umidade do solo para a cultura da cebola são importantes, para a região em que os ensaios foram instalados, devido a necessidade de aplicação da água suplementar. O experimento foi conduzido utilizando-se do processo de bulbinhos para a propagação da cultura, do método de sulcos de infiltração para a irrigação e do método gravimétrico direto para a avaliação da umidade do solo. Implantaram-se, os ensaios, num solo Latosol Vermelho Escuro-Orto (COMISSÃO DE SOLOS, 1960). Os tratamentos diferenciaram-se pelos potenciais matriciais médios mínimos de água permitidos ao solo antes de cada irrigação em: -0,5; -1,0; -6,0 e -15,0 barias. Verificou-se, ainda, a evapotranspiração potencial, que se conduziu com valores intermediários.

Uso do tanque "classe A" para a avaliação da evapotranspiração de uma cultura de cebola

Na cultura de cebola, a irrigação racional, baseada na caracterização dinâmica do sistema solo-água-planta-atmosfera, se relaciona estreitamente com a maximização no rendimento agrícola. Avaliam-se aqui as necessidades hídricas da cultura, cultivar "Baia Periforme Precoce" com propagação por mudas, mantida sob irrigação por sulcos de infiltração e condições específicas de solo e clima, através do emprego do tanque "Classe A" de evaporação. Com base no delineamento experimental de quatro tratamentos de potenciais mínimos de u-midade do solo, os resultados, analisados c discutidos, permitem conclusões à respeito das condições que favorecem as plantas para a produção máxima de bulbos.

Produção, coeficiente de digestibilidade da matéria seca e concentração de nutrientes em Panicum maximum Jacq., em função dos cortes aos 30, 45, 60 e 75 dias de idade

Mudas de capim colonião (Panicum maximum Jacq.) foram transplantadas para uma Terra Roxa Estruturada, serie "Luiz de Queiroz", em Piracicaba, SP, e adubadas na razão de 2,5 g de N (sulfato de amônio), 3,2 g de P2O5 (superfosfato simples) e 1,9 g de K2O (cloreto de potássio) por muda. Cortes foram efetuados aos 35, 45, 60 e 75 dias a 15 cm de altura do solo. No material coletado foram separadas hastes e folhas e determinado o peso da matéria seca, o coeficiente de digestibilidade in vitro e as concentrações de N, P, K, Ca, Mg, S, Cu, Fe, Mn e Zn. O delineamento estatístico foi de blocos ao aca so, com três repetições. Concluíram os autores: 1. a relação haste/folha varia com o envelhecimento da planta. A produção de matéria seca e maior nas hastes do que nas folhas. Há uma relação linear positiva entre o aumento de peso da matéria seca e a idade da planta; 2. o coeficiente de digestibilidade da matéria seca diminui com a idade da planta, não havendo diferenças entre haste e folha; 3. a concentração de N, P, Cu, Fe e Zn diminui com o aumento da idade da planta; 4. a idade da planta não afeta os teores mínimos exigidos pelo animal.