Incidência e duração da amamentação conforme o tipo de parto: estudo longitudinal no Sul do Brasil

OBJETIVO: Comparar a incidência de amamentação conforme o tipo de parto. MATERIAL E MÉTODO: Estudo de coorte prospectivo de base populacional com 655 crianças brasileiras nascidas no ano de 1993 e acompanhadas durante o primeiro trimestre de vida, através de duas visitas domiciliares. RESULTADOS: A duração da amamentação foi similar entre os nascidos por parto vaginal e cesariana emergencial. Os nascidos por cesariana eletiva apresentaram um risco três vezes maior de interromper a lactação no primeiro mês de vida, após controle de fatores de confusão (razão de odds=3,09; 95% IC 1,3-7,2). Este aumento de risco não persitiu até o terceiro mês de vida. CONCLUSÕES: Recomenda-se aos serviços de saúde atenção especial a lactantes submetidas a cesarianas eletivas, para que seja promovido o aleitamento desde as primeiras semanas, evitando a interrupção precoce.

Internações sensíveis na atenção primária como indicador de avaliação da Estratégia Saúde da Família

OBJETIVO: Identificar variáveis associadas a internações sensíveis ao cuidado primário. MÉTODOS: Inquérito de morbidade hospitalar realizado com amostra aleatória de 660 pacientes internados em enfermarias de clínica médica e cirúrgica de hospitais conveniados com o Sistema Único de Saúde, em Montes Claros, MG, de 2007 a 2008. Foram realizadas entrevistas com os pacientes e seus familiares utilizando formulário próprio e pesquisa aos prontuários. A definição das condições consideradas sensíveis ao cuidado primário baseou-se na lista do Ministério da Saúde. A associação entre variáveis socioeconômicas e de saúde com as internações sensíveis foi analisada utilizando-se análises bivariadas e de regressão logística múltipla. RESULTADOS: O percentual de internações sensíveis ao cuidado primário no grupo estudado foi de 38,8% (n=256). As variáveis que se mantiveram estatisticamente associadas com as condições sensíveis ao cuidado primário foram: internação prévia (OR=1,62; IC 95%: 1,51;2,28), visitas regulares a unidades de saúde (OR=2,20; IC 95%: 1,44;3,36), baixa escolaridade (OR=1,50; IC 95%: 1,02;2,20), controle de saúde não realizado por equipe de saúde da família (OR=2,48; IC 95%: 1,64;3,74), internação solicitada por médicos que não atuam na equipe de saúde da família (OR=2,25; IC 95%: 1,03;4,94) e idade igual ou superior a 60 anos (OR=2,12; IC 95%: 1,45;3,09). CONCLUSÕES: As variáveis associadas às internações sensíveis são sobretudo próprias do paciente, como idade, escolaridade e internações prévias, mas o controle regular da saúde fora da Estratégia de Saúde da Família duplica a probabilidade de internação.

Política Nacional de Saúde Bucal: fatores associados à integralidade do cuidado

OBJETIVO: Analisar fatores relacionados à integralidade na assistência à saúde bucal em centros de especialidades odontológicas segundo os princípios norteadores da Política Nacional de Saúde Bucal. MÉTODOS: Estudo exploratório transversal baseado em entrevista com 611 usuários de quatro centros de especialidades odontológicas da Bahia em 2008. A variável dependente foi descrita como "integralidade na saúde bucal", correspondente à realização de tratamento odontológico básico antes do tratamento especializado ou concomitante a este. As principais co-variáveis se referiram a cobertura da estratégia saúde da família no município, características sociodemográficas dos usuários, acessibilidade organizacional e geográfica ao serviço, além do tipo de especialidade demandada. RESULTADOS: Residentes de cidades em que o Programa Saúde da Família tinha cobertura > 50% tiveram mais chance de concluir o tratamento odontológico (RP = 2,03, IC 95%: 1,33;3,09) em relação àqueles residentes em locais com cobertura menor. Quem buscou tratamento endodôntico teve mais chance de receber assistência integral à saúde bucal do que os usuários em busca de outras especialidades (RP = 2,31, IC 95%: 1,67;3,19). Os usuários com maior facilidade no acesso geográfico ao serviço especializado (RP = 1,22, IC 95%: 1,03;1,41), com ficha de referência (RP = 2,95, IC 95%: 1,82;4,78) e oriundos da atenção primária (RP = 3,13, IC 95%: 1,70;5,77) tiveram mais chance de alcançar a integralidade na assistência à saúde bucal em relação aos demais usuários. CONCLUSÕES: Usuários com facilidade de acesso geográfico, mais jovens e necessidade de serviço endodôntico tiveram mais chance de receber assistência integral. A implantação de centros de especialidades odontológicas em municípios nos quais a atenção primária à saúde não esteja adequadamente estruturada não é recomendada, visto que a atenção secundária estaria atendendo a livre demanda e executando procedimentos básicos e, portanto, não cumprindo o princípio da integralidade pretendida.

Decline in prevalence and asymmetric distribution of human T cell lymphotropic virus 1 and 2 in blood donors, State of Minas Gerais, Brazil, 1993 to 2007

INTRODUCTION: Human T cell lymphotropic virus types 1 and 2 (HTLV-1/2) are endemic in Brazil and are screened for in transfusion services since 1993. This study evaluated the evolution of the prevalence of HTLV-1 and 2 in blood donors of the Hemominas Foundation from 1993 to 2007, and its geographical distribution in State of Minas Gerais, Brazil. METHODS: The Hemominas Foundation is a centralized blood center in Minas Gerais, Brazil. The sources of data were the Hemominas Foundation Technical Bulletin and files from the centralized serological laboratory. Donors were tested in the period using enzyme linked immuno sorbent assays (ELISA), followed by Western blot, when repeatedly reactive. The data were analyzed by EPIINFO 6.2 and TABWIN 3.5 softwares. RESULTS: The average seroprevalence in the period 1993-2007 was 0.1%. A steady decline occurred from 0.4% in 1993 to below 0.1% in 2002 and later, with a transient peak of 0.5% in 1994. HTLV reactivity distribution was asymmetrical in the state, with regions of higher prevalence, interspersed with low prevalence areas. Comparison of positive and negative donors verified that increasing age was proportional to virus positivity. Odds ratio for age ranged from 1.43 (30 to 39 years-old) to 3.09 (50 to 65 years-old). Women had a greater chance of being positive (OR-1.64), as previously described. CONCLUSIONS: Possible explanations for HTLV-1/2 prevalence decline are the exclusion of positive donors from the donor pool, an increase in repeat donors and ELISA test improvement, with reduction in the number of false positive results.

Excesso de peso, pressão arterial e atividade física no deslocamento à escola

FUNDAMENTO: A prevalência de obesidade e pressão arterial (PA) tem aumentado em crianças e adolescentes, enquanto os domínios da atividade física declinaram. OBJETIVO: Identificar e associar o excesso de peso, de gordura corporal e de PA elevada entre os estudantes ativos e passivos no deslocamento à escola. MÉTODOS: Participaram do estudo 1.570 escolares de 7 a 12 anos de idade, de João Pessoa, PB. Os estudantes responderam a um questionário sobre a forma de deslocamento à escola (ativo = caminhada/bicicleta ou passivo = carro/moto/ônibus) e o tempo despendido. O excesso de peso foi determinado no IMC > 25 kg/m², a gordura no percentil > 85 da dobra tricipital e a PA elevada no percentil > 90. Na análise, utilizaram-se o teste qui-quadrado e a regressão de Poisson. RESULTADOS: O deslocamento ativo associou-se à menor prevalência de excesso de peso e de gordura, em relação ao passivo (p < 0,05). A razão de prevalência (RP) para o excesso de peso associou-se à gordura (masculino: RP = 6,45, IC95% = 4,55-9,14; feminino: RP = 4,10, IC95%= 3,09-5,45), à PAS elevada (masculino: RP = 1,99, IC95%= 1,30-3,06; feminino: RP = 2,09, IC95%= 1,45-3,01) e à PAD elevada nas meninas (RP = 1,96, IC95% = 1,41-2,75). Não houve associação com o deslocamento ativo (p > 0,05) CONCLUSÃO: O deslocamento passivo à escola associou-se ao excesso de peso e gordura, e dissociou-se da PA elevada. O excesso de peso associou-se ao excesso de gordura e à PA elevada. É preciso prevenir o excesso de peso, como meio de evitar o acúmulo de gordura e o aumento da PA.

Associação de aptidão cardiorrespiratória e circunferência abdominal com hipertensão em mulheres idosas brasileiras

FUNDAMENTO: O efeito protetor da aptidão cardiorrespiratória tem sido reconhecido nos adultos. Entretanto, essa relação ainda não se mostra esclarecida nos idosos. OBJETIVO: Analisar a associação entre hipertensão e aptidão cardiorrespiratória (ACR) em 1.064 mulheres idosas Brasileiras. MÉTODO: A obesidade central foi estimada pela circunferência abdominal (CA) e a ACR pelo teste de caminhada de 6 minutos. Os testes de ANOVA one-way, Qui-quadrado e regressão logística foram usados para a análise estatística. RESULTADOS: A prevalência de hipertensão foi de 53,9%. O grupo obesidade central apresentou maior risco para hipertensão quando comparado ao grupo não-obesidade central, mesmo pertencendo ao mesmo nível de ACR. Além disso, ambos os grupos mostraram um aumento progressivo do risco para hipertensão do maior para o menor grupo de ACR, indicando uma relação inversa entre ACR e obesidade central. O grupo não-obesidade central obteve o menor odds ratio (OR) de 1,49 (95%IC 0,97-2,28) e 1,54 (95%IC 0,94-2,51); enquanto que no grupo obesidade central, o OR foi 2,08 (95%IC 1,47-2,93), 2,79 (95%IC 1,79-4,33) e 3,09 (95%IC 1,86-5,12). CONCLUSÃO: Os resultados encontrados indicaram que a CC é um forte preditor de hipertensão, e que o efeito protetor da ACR pode ser estendido às mulheres idosas, mesmo àquelas com obesidade central.

Um novo índice de doppler tecidual para a predição de fibrilação atrial futura em pacientes com insuficiência cardíaca

FUNDAMENTO: O aparecimento de Fibrilação Atrial (FA) em pacientes com Insuficiência Cardíaca (IC) está em geral associado a uma alta ocorrência de complicações cardiovasculares. Constatou-se que a relação E/(E' × S') (E = velocidade transmitral diastólica inicial, E' = velocidade diastólica inicial no anel mitral e S = velocidade sistólica no anel mitral) reflete a pressão de enchimento do ventrículo esquerdo. Objetivo: Investigamos se E/(E' × S') poderia ser um preditor de FA de início recente em pacientes com IC. MÉTODOS: Foram analisados 113 pacientes consecutivos hospitalizados com IC, em ritmo sinusal, após o tratamento médico adequado. Os pacientes com histórico de FA, imagens ecocardiográficas inadequadas, cardiopatia congênita, ritmo acelerado, doença valvar primária significativa, síndrome coronariana aguda, revascularização coronária durante o seguimento, doença pulmonar ou insuficiência renal grave não foram incluídos. E/(E' × S') foi determinado utilizando a média das velocidades das bordas septal e lateral do anel mitral. A meta principal do estudo foi a FA de início recente. RESULTADOS: Durante o período de seguimento (35,7 ± 11,2 meses), 33 pacientes (29,2%) desenvolveram FA. A média de E/(E' × S') foi de 3,09 ± 1,12 nesses pacientes, ao passo que foi de 1,72 ± 1,34 no restante (p < 0,001). O corte de relação E/(E' × S') ótima para predizer FA de início recente foi de 2,2 (88% de sensibilidade, 77% de especificidade). Havia 64 pacientes (56,6%) com E/(E' × S') < 2,2 e 49 (43,4%) com E/(E '× S') > 2,2. A FA de início recente foi maior em pacientes com E/(E' × S') > 2,2 que em pacientes com E/(E' × S') < 2,2 [29 (59,1%) versus 4 (6,2%), p < 0,001]. Na análise multivariada de Cox incluindo as variáveis que previram FA em análise univariada, a relação E/(E' × S') foi o único preditor independente de FA de início recente (relação de risco = 2,26, 95% de intervalo de confiança = 1,25 - 4,09, p = 0,007). CONCLUSÃO: Em pacientes com IC, a relação E/(E' × S') parece ser um bom preditor de FA de início recente.

Um Novo Indice de Doppler Tecidual para Prever Morte Cardiaca em Pacientes com Insuficiencia Cardiaca

Fundamento: Foi demonstrado que um novo índice de Doppler Tecidual, E/(E'×S'), incluindo a proporção entre a velocidade diastólica precoce transmitral e a do anel mitral (E/E'), e a velocidade sistólica do anel mitral (S'), tem uma boa precisão como preditor da pressão de enchimento do ventrículo esquerdo. Objetivo: Investigar o valor de E/(E'×S') para prever a morte cardíaca em pacientes com insuficiência cardíaca. Métodos: Foi realizado sucessivamente o ecocardiograma em 339 pacientes hospitalizados com insuficiência cardíaca, em ritmo sinusal, após tratamento médico adequado, no momento e um mês depois da alta. O agravamento de E/(E'×S') foi definido como um aumento do valor padrão. O ponto final foi a morte cardíaca. Resultados: Durante o período de acompanhamento (35,2 ± 8,8 meses), ocorreu a morte cardíaca em 51 pacientes (15%). O melhor valor mínimo para E/(E'× S') inicial na previsão da morte cardíaca foi de 2,83 (76% de sensibilidade, 85% de especificidade). No momento da alta, 252 pacientes (74,3%) apresentaram E/(E'×S') ≤ 2,83 (grupo I), e 87 (25,7%) apresentaram E/(E'×S') > 2,83 (grupo II), respectivamente. A morte cardíaca foi significativamente maior no grupo II em relação ao grupo I (38 mortes, 43,7% contra 13 mortes, 5,15%, p < 0,001). Através da análise de regressão multivariada de Cox, incluindo as variáveis que afetaram os resultados na análise univariada, a relação E/(E'×S') no momento da alta mostrou-se o melhor preditor independente da morte cardíaca (taxa de risco = 3,09, 95% intervalo de confiança = 1,81-5,31, p = 0,001). Pacientes com E/(E'×S') > 2,83 no momento da alta e com um agravamento após um mês apresentaram o pior prognóstico (todos p < 0,05). Conclusão: Em pacientes com insuficiência cardíaca a relação E/(E'×S') é um poderoso preditor da morte cardíaca, especialmente quando esta estiver associada com o seu agravamento.

A determinação dos números de indivíduos mínimos necessários na experimentação genética

The main object of the present paper consists in giving formulas and methods which enable us to determine the minimum number of repetitions or of individuals necessary to garantee some extent the success of an experiment. The theoretical basis of all processes consists essentially in the following. Knowing the frequency of the desired p and of the non desired ovents q we may calculate the frequency of all possi- ble combinations, to be expected in n repetitions, by expanding the binomium (p-+q)n. Determining which of these combinations we want to avoid we calculate their total frequency, selecting the value of the exponent n of the binomium in such a way that this total frequency is equal or smaller than the accepted limit of precision n/pª{ 1/n1 (q/p)n + 1/(n-1)| (q/p)n-1 + 1/ 2!(n-2)| (q/p)n-2 + 1/3(n-3) (q/p)n-3... < Plim - -(1b) There does not exist an absolute limit of precision since its value depends not only upon psychological factors in our judgement, but is at the same sime a function of the number of repetitions For this reasen y have proposed (1,56) two relative values, one equal to 1-5n as the lowest value of probability and the other equal to 1-10n as the highest value of improbability, leaving between them what may be called the "region of doubt However these formulas cannot be applied in our case since this number n is just the unknown quantity. Thus we have to use, instead of the more exact values of these two formulas, the conventional limits of P.lim equal to 0,05 (Precision 5%), equal to 0,01 (Precision 1%, and to 0,001 (Precision P, 1%). The binominal formula as explained above (cf. formula 1, pg. 85), however is of rather limited applicability owing to the excessive calculus necessary, and we have thus to procure approximations as substitutes. We may use, without loss of precision, the following approximations: a) The normal or Gaussean distribution when the expected frequency p has any value between 0,1 and 0,9, and when n is at least superior to ten. b) The Poisson distribution when the expected frequecy p is smaller than 0,1. Tables V to VII show for some special cases that these approximations are very satisfactory. The praticai solution of the following problems, stated in the introduction can now be given: A) What is the minimum number of repititions necessary in order to avoid that any one of a treatments, varieties etc. may be accidentally always the best, on the best and second best, or the first, second, and third best or finally one of the n beat treatments, varieties etc. Using the first term of the binomium, we have the following equation for n: n = log Riim / log (m:) = log Riim / log.m - log a --------------(5) B) What is the minimun number of individuals necessary in 01der that a ceratin type, expected with the frequency p, may appaer at least in one, two, three or a=m+1 individuals. 1) For p between 0,1 and 0,9 and using the Gaussean approximation we have: on - ó. p (1-p) n - a -1.m b= δ. 1-p /p e c = m/p } -------------------(7) n = b + b² + 4 c/ 2 n´ = 1/p n cor = n + n' ---------- (8) We have to use the correction n' when p has a value between 0,25 and 0,75. The greek letters delta represents in the present esse the unilateral limits of the Gaussean distribution for the three conventional limits of precision : 1,64; 2,33; and 3,09 respectively. h we are only interested in having at least one individual, and m becomes equal to zero, the formula reduces to : c= m/p o para a = 1 a = { b + b²}² = b² = δ2 1- p /p }-----------------(9) n = 1/p n (cor) = n + n´ 2) If p is smaller than 0,1 we may use table 1 in order to find the mean m of a Poisson distribution and determine. n = m: p C) Which is the minimun number of individuals necessary for distinguishing two frequencies p1 and p2? 1) When pl and p2 are values between 0,1 and 0,9 we have: n = { δ p1 ( 1-pi) + p2) / p2 (1 - p2) n= 1/p1-p2 }------------ (13) n (cor) We have again to use the unilateral limits of the Gaussean distribution. The correction n' should be used if at least one of the valors pl or p2 has a value between 0,25 and 0,75. A more complicated formula may be used in cases where whe want to increase the precision : n (p1 - p2) δ { p1 (1- p2 ) / n= m δ = δ p1 ( 1 - p1) + p2 ( 1 - p2) c= m / p1 - p2 n = { b2 + 4 4 c }2 }--------- (14) n = 1/ p1 - p2 2) When both pl and p2 are smaller than 0,1 we determine the quocient (pl-r-p2) and procure the corresponding number m2 of a Poisson distribution in table 2. The value n is found by the equation : n = mg /p2 ------------- (15) D) What is the minimun number necessary for distinguishing three or more frequencies, p2 p1 p3. If the frequecies pl p2 p3 are values between 0,1 e 0,9 we have to solve the individual equations and sue the higest value of n thus determined : n 1.2 = {δ p1 (1 - p1) / p1 - p2 }² = Fiim n 1.2 = { δ p1 ( 1 - p1) + p1 ( 1 - p1) }² } -- (16) Delta represents now the bilateral limits of the : Gaussean distrioution : 1,96-2,58-3,29. 2) No table was prepared for the relatively rare cases of a comparison of threes or more frequencies below 0,1 and in such cases extremely high numbers would be required. E) A process is given which serves to solve two problemr of informatory nature : a) if a special type appears in n individuals with a frequency p(obs), what may be the corresponding ideal value of p(esp), or; b) if we study samples of n in diviuals and expect a certain type with a frequency p(esp) what may be the extreme limits of p(obs) in individual farmlies ? I.) If we are dealing with values between 0,1 and 0,9 we may use table 3. To solve the first question we select the respective horizontal line for p(obs) and determine which column corresponds to our value of n and find the respective value of p(esp) by interpolating between columns. In order to solve the second problem we start with the respective column for p(esp) and find the horizontal line for the given value of n either diretly or by approximation and by interpolation. 2) For frequencies smaller than 0,1 we have to use table 4 and transform the fractions p(esp) and p(obs) in numbers of Poisson series by multiplication with n. Tn order to solve the first broblem, we verify in which line the lower Poisson limit is equal to m(obs) and transform the corresponding value of m into frequecy p(esp) by dividing through n. The observed frequency may thus be a chance deviate of any value between 0,0... and the values given by dividing the value of m in the table by n. In the second case we transform first the expectation p(esp) into a value of m and procure in the horizontal line, corresponding to m(esp) the extreme values om m which than must be transformed, by dividing through n into values of p(obs). F) Partial and progressive tests may be recomended in all cases where there is lack of material or where the loss of time is less importent than the cost of large scale experiments since in many cases the minimun number necessary to garantee the results within the limits of precision is rather large. One should not forget that the minimun number really represents at the same time a maximun number, necessary only if one takes into consideration essentially the disfavorable variations, but smaller numbers may frequently already satisfactory results. For instance, by definition, we know that a frequecy of p means that we expect one individual in every total o(f1-p). If there were no chance variations, this number (1- p) will be suficient. and if there were favorable variations a smaller number still may yield one individual of the desired type. r.nus trusting to luck, one may start the experiment with numbers, smaller than the minimun calculated according to the formulas given above, and increase the total untill the desired result is obtained and this may well b ebefore the "minimum number" is reached. Some concrete examples of this partial or progressive procedure are given from our genetical experiments with maize.

Análise da variação qualitativa em amostras pequenas

Na aplicação do X2-teste devemos distinguir dois casos : Á) Quando as classes de variáveis são caracterizadas por freqüências esperadas entre p = 0,1 e p = 0,9, podemos aplicar o X2-teste praticamente sem restrição. É talvez aconselhável, mas não absolutamente necessário limitar o teste aos casos nos quais a freqüência esperada é pelo menos igual a 5. e porisso incluimos na Táboa II os limites da variação de dois binômios ( 1/2 + 1/2)n ( 1/4 + 3/4)n para valo r es pequenos de N e nos três limites convencionais de precisão : ,5%, 1% e 0,1%. Neste caso, os valores dos X2 Índividuais têm apenas valor limitado e devemos sempre tomar em consideração principalmente o X2 total. O valor para cada X2 individual pode ser calculado porqualquer das expressôe seguintes: x2 = (f obs - f esp)²> f. esp = ( f obs - pn)2 pn = ( f obs% - p)2.N p% (100 - p%) O delta-teste dá o mesmo resultado estatístico como o X2-teste com duas classes, sendo o valor do X2-total algébricamente igual ao quadrado do valor de delta. Assim pode ser mais fácil às vezes calcular o X2 total como quadrado do desvio relativo da. variação alternativa : x² = ( f obs -pn)² p. (1-p)N = ( f obs - p %)2.N p% (100 - p%) B) Quando há classes com freqüência esperada menor do que p = 0,1, podemos analisar os seus valores individuais de X2, e desprezar o valor X2 para as classes com p maior do que 0,9. O X2-teste, todavia, pode agora ser aplicado apenas, quando a freqüência esperada for pelo menos igual ou maior do que 5 ou melhor ainda, igual ou maior do que 10. Quando a freqüência esperada for menor do que 5, a variação das freqüências observadas segue uma distribuição de Poisson, não sendo possível a sua substituição pela aproximação Gausseana. A táboa I dá os limites da variação da série de Poisson para freqüências esperadas (em números) desde 0,001 até 15. A vantagem do emprego da nova táboa I para a comparação, classe por classe, entre distribuições esperadas e observadas é explicada num exemplo concreto. Por meio desta táboa obtemos informações muito mais detablhadas do que pelo X2-teste devido ao fato que neste último temos que reunir as classes nas extremidades das distribuições até que a freqüência esperada atinja pelo menos o valor 5. Incluimos como complemento uma táboa dos limites X2, pára 1 até 30 graus de liberdade, tirada de um outro trabalho recente (BRIEGER, 1946). Para valores maiores de graus da liberdade, podemos calcular os limites por dois processos: Podemos usar uma solução dada por Fischer: √ 2 X² -√ 2 nf = delta Devem ser aplicados os limites unilaterais da distribuição de Gauss : 5%:1, 64; 1%:2,32; 0,1%:3,09: Uma outra solução podemos obter segundo BRIEGER (1946) calculando o valor: √ x² / nf = teta X nf = teta e procurando os limites nas táboas para limites unilaterais de distribuições de Fischer, com nl = nf(X2); n2 = inf; (BRIEGER, 1946).

Fenologia e produção de cultivares americanas e híbridas de uvas para vinho, em Jundiai-SP

O comportamento fenológico e produtivo das cultivares de uvas rústicas para vinho 'Moscatel de Jundiaí', 'Máximo', 'Madalena', 'Seibel 10096', 'Isabel' e 'Niagara Rosada' foi avaliado em vinhedo localizado em Jundiaí (SP), durante os anos agrícolas de 2000/01 a 2002/03. As videiras foram enxertadas em 'IAC 766' e conduzidas em espaldeira, com poda curta de inverno. O delineamento experimental foi o inteiramente casualizado, com parcelas de três plantas e cinco repetições. Foram realizadas avaliações fenológicas semanais a partir da data de poda e, na época da colheita, determinaram-se as variáveis: produção por planta; número e massa dos cachos, e teor de sólidos solúveis. As cultivares 'Seibel 10096', 'Moscatel de Jundiaí', 'Madalena' e 'Máximo' mostraram-se mais tardias com ciclo de 149 dias em comparação à 'Niagara Rosada', que foi a mais precoce, com ciclo de 135 dias. 'Máximo' e 'Seibel 10096' apresentaram produção de, respectivamente, 4,28 e 4,41 kg.planta-1, diferindo de 'Madalena' e 'Isabel', com 3,09 e 2,50 kg.planta-1. Para 'Moscatel de Jundiaí' e 'Niagara Rosada', foram obtidas produções intermediárias entre 3,0 e 3,5 kg.planta-1. Para 'Seibel 10096', foi obtido o maior valor de massa do cacho (283,6g), enquanto, para 'Isabel' (96,5g) e 'Madalena' (139,6g), foram obtidos os menores valores. Os maiores valores de teor de sólidos solúveis, acima de 17,0º Brix, foram obtidos na 'Moscatel de Jundiaí', 'Máximo' e 'Seibel 10096', enquanto 'Isabel' e 'Niagara Rosada' apresentaram valores inferiores a 15,9º Brix. Dentre as cultivares avaliadas, podem constituir-se em opção para o viticultor a 'Máximo' e a 'Seibel 10096' para vinhos tintos, e 'Moscatel de Jundiaí', para brancos.

Size distribution of atmospheric particulate ionic species at a coastal site in Portugal

A Berner impactor was used to collect size-differentiated aerosol samples from March to August 2003 in the city of Aveiro, on the Portuguese west coast. The samples were analysed for the main water-soluble ion species. The average concentration of sulphate, nitrate, chloride and ammonium was 6.38, 3.09, 1.67 and 1.27 µg m-3, respectively. The results show that SO4(2-) and NH4+ were consistently present in the fine fraction < 1 µm, which represents, on average, 72 and 89% of their total atmospheric concentrations, respectively. The NO3-particles were concentrated in the coarse size. Chloride presented the characteristic coarse mode for marine aerosols. During some spring/summer events, an ammonium surplus was observed (NH4+/SO4(2-) molar ratios > 2), possibly due to greater availability of ammonia coming from agricultural activities or from the neighbouring chemical industrial complex. During the remaining periods, the aerosol was found to be somewhat acidic and predominantly in the form of ammonium bisulphate (NH4+/SO4(2-) molar ratios = 0.5-1.25). Samples collected under a major or exclusive influence of maritime air masses were essentially constituted by coarse particles with enrichment in sea salt, while for air masses of continental origin the contribution of water-soluble ionic species in the fine mode was more pronounced.

Avaliação da biodegradabilidade anaeróbia de resíduos da bovinocultura e da suinocultura

A biodegradabilidade de dejetos da bovinocultura e da suinocultura foi avaliada por meio de metodologia simplificada que permitiu a verificação da aplicabilidade de processos anaeróbios. Os ensaios foram realizados com reatores em batelada, com lodos granulados de três procedências: reator UASB tratando efluente de bovinocultura, reator UASB tratando efluente de suinocultura e reator UASB tratando efluente de abatedouro de aves. Os ensaios (1) - efluente de bovinocultura e lodo de abatedouro de aves não-adaptado; (2) - efluente de suinocultura e lodo de abatedouro de aves não- adaptado; (3) - efluente de bovinocultura e lodo de abatedouro de aves adaptado; (4) - efluente de suinocultura e lodo de abatedouro de aves adaptado; (5) - efluente de bovinocultura e lodo de bovinocultura, e (6) - efluente de suinocultura e lodo de suinocultura realizados em "Shaker", em temperatura de 35 °C, sob agitação a 150 rpm, por 5 minutos a cada 1 hora. Foi utilizada uma relação de substrato:biomassa igual a 0,5. Foram testados modelos cinéticos do tipo Monod, Ordem Zero, Primeira e Segunda Ordens e verificou-se que o modelo de Primeira Ordem foi o que melhor se ajustou para os seis ensaios realizados. A constante de velocidade de Primeira Ordem (k1) foi estimada para os ensaios 1; 2; 3; 4; 5 e 6, resultando 2,51 x 10-2; 2,49 x 10-2; 1,90 x 10-2; 3,09 x 10-2; 2,54 x 10-2, e 4,09 x 10-2 h-1, respectivamente.

Impacto de um programa de exercício físico na adiposidade e na condição muscular de mulheres pós-menopáusicas

OBJETIVO: Avaliar o efeito de um programa de exercício na massa gorda (MG), área de adiposidade visceral (AAV), massa muscular esquelética (MME) e índice de massa muscular esquelética (IMME) de mulheres pós-menopáusicas. MÉTODOS: A amostra com 169 mulheres (56,8±6,4 anos) foi randomizada em grupo de exercício (GE, n=91) e controle (GC=78). O primeiro realizou 12 meses de exercício físico de step, musculação e flexibilidade, envolvendo 3 sessões semanais de 60 minutos cada. A taxa metabólica basal (TMB) e a composição corporal foram avaliadas por meio da bioimpedância octopolar InBody 720 e o método de registro alimentar foi considerado. Determinou-se a taxa de modificação (D) das variáveis e a comparação dos valores médios foi realizada por testes t de Student, sendo respeitado grau de significância estatística de 5%. RESULTADOS: Em termos absolutos, o GC aumentou (p<0,01) a MG (0,9%) e a AAV (3,9 cm²) e apresentou piora da condição muscular (-1,06%), com reflexos na TMB (-27,9 kcal/dia). Foram identificadas diferenças (p<0,05) entre o GE e o GC para a Δ%MG (-4,2%), ΔAAV (-4,0 cm²), ΔMME (3,09%), ΔIMME (0,03%) e ΔTMB (2,9%). CONCLUSÕES: Os resultados sugerem que o exercício atenuou o aumento dos níveis de adiposidade total e central e a perda muscular associada à menopausa e ao envelhecimento.

Prevalência de leptospirose em caprinos leiteiros do semiárido paraibano

Este trabalho teve como objetivos determinar a prevalência de propriedades de caprinos leiteiros positivas e de animais soropositivos para leptospirose no semiárido paraibano. A amostragem foi delineada para a determinação da prevalência de propriedades positivas (focos) e de animais soropositivos para a infecção por Leptospira spp. No total, foram colhidas amostras de sangue de 975 animais procedentes de 110 propriedades leiteiras localizadas no Munícipio de Monteiro, microrregião do Cariri Ocidental, Estado da Paraíba. Para o diagnóstico da infecção por Leptospira spp., foi utilizado o teste de soroaglutinação microscópica (SAM), utilizando como antígenos 24 sorovares. Uma propriedade foi considerada foco quando apresentou pelo menos um animal soropositivo. As prevalências de propriedades positivas e de animais soropositivos foram de 43,6% (IC 95% = 34,2-53,4%) e de 8,7% (IC 95% = 5,7-12,9%), respectivamente. Nos animais, os sorovares mais frequentes foram Autumnalis (1,74%; IC 95% = 0,97-3,09%), Sentot (1,71%; IC 95% = 0,82-3,52%) e Whitcomb (1,39%; IC 95% = 0,65-2,93%), e nas propriedades, os sorovares Autumnalis (10,9%; IC 95% = 5,8-18,3%), Whitcomb (8,2%; IC 95% = 3,8-15,0%) e Sentot e Patoc (7,3%; IC 95% = 3,2-13,8%) foram os mais frequentes. Sugere-se que a infecção está distribuída em caprinos da região, e que há necessidade de implantação de medidas de controle e prevenção, com o intuito de reduzir a ocorrência da infecção e, consequentemente, diminuir perdas econômicas ocasionadas e bloquear a possível transmissão do agente aos seres humanos.