Expressão do mRNA de genes mitocondriais e desempenho produtivo de codornas alimentadas com glicerol

O objetivo deste trabalho foi avaliar o efeito de dietas com glicerol no desempenho produtivo de codornas japonesas de corte e na expressão do mRNA de genes mitocondriais da proteína adenina nucleotídeo translocase (ANT) e da proteína desacopladora (UCP), envolvidas no metabolismo energético e na resposta ao estresse oxidativo. As codornas foram alimentadas com dietas contendo 0, 8 e 12% de glicerol, em substituição parcial ao milho. Aos 28 dias de idade, o RNA total foi extraído de amostras do músculo do peito e a síntese do cDNA foi feita por meio de qRT‑PCR com iniciadores específicos para genes da ANT e UCP, obtidos de Gallus gallus. A conversão alimentar e o consumo de ração foram avaliados para as três dietas testadas. A adição de 8% de glicerol não afetou o desempenho dos animais. No entanto, a adição de 12% aumentou o consumo de ração e piorou a conversão alimentar. O ganho de peso não foi afetado pela inclusão de glicerol na dieta. No grupo alimentado com 8% de glicerol, a expressão da UCP aumentou, mas a da ANT não variou, em comparação ao controle. A expressão da UCP foi menor e a da ANT foi maior no grupo alimentado com 12% de glicerol. A inclusão de 8% de glicerol na dieta não afeta o desempenho de codornas de corte, embora aumente a expressão da UCP. A inclusão de 12% de glicerol piora o desempenho e aumenta a expressão da ANT.

Avaliação longitudinal do ECAP registrado em crianças usuárias de implante coclear

Em crianças usuárias de Implante Coclear (IC), o registro do potencial de ação composto do nervo auditivo evocado eletricamente (ECAP) representa uma maneira de avaliar as modificações nas respostas neurais e entre o feixe de eletrodos e o tecido neural ao longo do tempo. OBJETIVO: Estudar o ECAP em crianças ao longo do primeiro ano de uso do IC. MATERIAL E MÉTODO: As características do ECAP foram analisadas em 13 crianças, implantadas com idades inferiores a três anos de idade. Estudo de série. RESULTADOS: Houve aumento estatisticamente significante na amplitude do pico N1, nos eletrodos basais, entre o segundo e o terceiro retorno. Não foram obtidas diferenças significantes para: a latência do pico N1, o slope, o p-NRT e o período de recuperação entre os retornos. Nos três retornos, a maioria dos sujeitos apresentou tempo de recuperação entre 1000 e 2000µs. CONCLUSÃO: Ao longo do primeiro ano de uso do IC, a estimulação elétrica liberada pelos eletrodos intracocleares não causou alterações significativas às características do ECAP, exceto pelo aumento da amplitude do pico N1.

Intensidade tecnológica e sistemas de trabalho de alto desempenho: a contingent approach

Este artigo analisa o efeito moderador que a intensidade tecnológica do ambiente no qual a empresa atua exerce na relação entre os Sistemas de Trabalho de Alto Desempenho (STAD) e o desempenho operacional da empresa. Estudamos esse efeito moderador potencial em uma amostra de 593 empresas industriais espanholas divididas em duas sub-amostras: empresas industriais de alta (n1=301) e baixa (n2=292) tecnologia. Os resultados mostram que os STAD realmente influenciam o desempenho operacional das empresas de alta intensidade tecnológica, enquanto nas empresas de baixa intensidade tecnológica nenhum efeito é observado.

Interacción entre poblaciones de Triatoma infestans y Triatoma sordida

Para conocer si se producía algún tipo de interacción entre poblaciones de Triatoma infestans y Triatoma sordida que convivían en una unidad experimental y explotaban el mismo recurso alimentario (ave) se las estudió desde setiembre/1988 a abril/1989. La composición etaria inicial para cada especie fue: 27 N1, 7 N2, 11 N3, 3 N4, 8 N5, 4 machos y 10 hembras. La dinámica de población, el estado nutricional, la predación y la conducta gregaria, utilizados como parámetros de comparación, fueron estimados mediante censos mensuales. Triatoma infestans logró mayor éxito colonizador que T. sordida dado los valores alcanzados en: fecundidad (146 huevos/hembra), longevidad (157,8 días) y mortalidad (39,4%), en comparación a los obtenidos por T. sordida: 118 huevos/hembra, 81,1 días y 54,0% respectivamente. La población de T. infestans tuvo un crecimiento de tipo exponencial, con una alta tasa de renovación ninfal, en contraposición, la población de T. sordida se extinguió tempranamente. En general, el peso promedio de los ejemplares de T. infestans se mantuvo en valores próximos al inicial, mientras que en T. sordida se redujo. Los grupos gregarios se conformaron mayoritariamente en el sector inferior de la pared 1 (próximo al hospedador), observándose mayor nivel de contagio en T. infestans. A partir de los resultados obtenidos se formula la hipótesis de la superioridad competitiva en T. infestans.

Triagem familiar para o gene HBB*S e detecção de novos casos de traço falciforme em Pernambuco

OBJETIVO: Estimar o incremento no número adicional de afetados com base na prevalência de síndromes falciformes em familiares de casos-índice. MÉTODOS: Estudo transversal em familiares de amostra aleatória dos casos-índice identificados por programa de triagem neonatal em Pernambuco, no período de 2001 a 2005. O modelo de triagem familiar ampliado incluiu 463 membros familiares de 21 casos-índice. Os familiares foram categorizados como: núcleo reduzido (NR -pai, mãe e irmãos); de primeiro grau (N1 - avós, tios e primos de primeiro grau); de segundo grau (N2 - filhos dos primos de primeiro grau); ampliado (NA - NR+N1+N2) e ampliado de primeiro grau (NA1 -NR+N1). A confirmação da presença de HBB*S e detecção de hemoglobinas anormais foram realizadas por meio da High Performance Liquid Chromathgraphy. A associação entre a presença de HBB*S e variáveis foi testada pelo cálculo da razão de prevalência e respectivos IC 95% e a diferença entre médias verificadas pelo teste t de Student, ao nível de significância de 5%. RESULTADOS: A anemia falciforme era desconhecida por 81% dos familiares; o gene HBB*S esteve presente em 114 familiares. Observou-se que 53,3% da população estudada estava na faixa considerada reprodutiva e 80% das pessoas portadoras do gene HBB*S já tinham gerado filhos. A freqüência foi maior no núcleo NR (69%), mas também elevada no N1 (22,8%). O NA1 resultou na detecção de 69 portadores adicionais (aumento de 172%). CONCLUSÕES: Os resultados indicam que a triagem familiar para identificação de portadores de síndrome falciforme deve ser estendida para os familiares até o primeiro grau.

Adaptação cultural de instrumento para avaliação da capacidade física em cardiopatas

OBJETIVO: Validar o conteúdo e avaliar a confiabilidade do instrumento Veterans Specific Activity Questionnaire, adaptado culturalmente para uso na população brasileira de cardiopatas. MÉTODOS: O instrumento foi traduzido, retrotraduzido e analisado por comitê de juízes para avaliação das equivalências semântico-idiomática e cultural. As atividades físicas indicadas no instrumento incomuns ao cotidiano da população-alvo foram substituídas. Outro comitê de especialistas analisou a equivalência metabólica das atividades substituídas. A proporção de concordância de avaliação dos juízes foi quantificada pelo Índice de Validade de Conteúdo. O pré-teste foi realizado em duas etapas (n1 e n2 = 15). A confiabilidade foi avaliada por meio do teste re-teste (intervalo de 7-15 dias, n = 50). RESULTADOS: Na avaliação das equivalências semântico-idiomática e cultural, os itens com Índice de Validade de Conteúdo < 1 foram revisados até obtenção de consenso entre os juízes. Constatou-se 100% de concordância do segundo comitê na análise da equivalência metabólica entre as atividades originais e as substituídas. Análise do teste re-teste apontou coeficiente de concordância kappa (k = 0,86; p < 0,001), sugerindo estabilidade temporal do instrumento. CONCLUSÕES: A versão validada do Veterans Specific Activity Questionnaire apresentou evidências de confiabilidade segundo critério de estabilidade temporal e conteúdo cultural adequado.

Reprodutibilidade da pressão arterial medida no ELSA-Brasil com a monitorização pressórica de 24h

OBJETIVO: Determinar a reprodutibilidade da pressão arterial casual de participantes do Estudo Longitudinal de Saúde do Adulto (ELSA-Brasil) e confirmar o diagnóstico pressórico pela monitorização.MÉTODOS: A pressão arterial casual foi medida em aparelho oscilométrico. Uma subamostra dos participantes do estado do Espírito Santo (N = 255) foi reavaliada com igual metodologia de uma a dez semanas após; além disso, foi realizada monitorização. O diagnóstico de hipertensão seguiu os pontos de corte de 140/90 mmHg ou 130/80 mmHg para a pressão casual e na monitorização, respectivamente. A hipertensão do jaleco branco foi definida pela presença hipertensão na medida casual e normotensão na monitorização e o inverso para a hipertensão mascarada.RESULTADOS: Os dados referem-se a 230 participantes que nas duas ocasiões estavam sem medicação (N1 = 153) ou sob a mesma medicação anti-hipertensiva (N2 = 77). No N1, a normotensão casual foi confirmada em 120 dos 134 pela monitorização. No N2, a monitorização confirmou o controle pressórico em 43 dos 54 participantes com pressão controlada pela medida casual. A concordância geral de diagnósticos entre a pressão casual e monitorada foi de 78% (kappa = 0,44). No grupo N1, seis indivíduos (4%) apresentaram hipertensão do jaleco branco e 23 (25%), mascarada.CONCLUSÕES: A concordância de diagnósticos entre a pressão arterial casual e a monitorada foi moderada. A padronização rigorosa da medida casual adotada no ELSA-Brasil foi capaz de reduzir a hipertensão do jaleco branco. A alta frequência de hipertensão mascarada sugere que a medida pressórica da monitorização indique grau elevado de estresse no trabalho.

Alterações ultra-estruturais do hepatocito na forma aguda (toxêmica) da esquistossomose mansoni

Os aa. estudaram as alterações ultra-estruturais do hepatócito na forma aguda, toxêmica, da esquístossomose em sete pacientes, membros de uma mesma família, infectatos em idênticas condições em um córrego existente no município de Sabará (MG) e não tratados especificamente para a esquistossomose. O estudo vem confirmar a nossa assertiva de que, na esquistossomose, não hâ um ataque direto e sistematizado aos hepatócitos e que as lesões destes são secundárias e decorrem, principalmente, das alterações do sistema vascular estromático. Nos sete casos estudados as alterações ultra-estruturais foram inespecfficas, pouco acentuadas e se caracterizaram sobretudo pelas modificações das organelas citoplasmáticas (dilatação das cisternas do reticulo, apagamento das cristas mitocondriais, desacoplamento de ribossomas, acúmulo de glicogênio). Foi freqüente, também, a presença de lisossomosvolumosos, inclusões e corpos residuais nos hepatócitos Estes achados à microscopia eletrônica espelham o comportamento funcional do hepatócito na vigência da forma aguda, toxêmica, da esquistossomose e explicam o freqüente encontro de células claras à microscopia óptica.

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.

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.

Adubação da mandioca (Manihot utilissima Pohl.) I: ensaio em areia lavada (Nota prévia)

This paper deals with the preliminary results of a sand culture experiment carried out to obtain physiological bases to study the fertilization of cassava in the State of São Paulo. On the other hand, the authors are interested in the possible influence of mineral nutrients in the quantity and quality of starch. Cassava (Manihot utilissima Pohl.), "Branca de Sta. Catarina" variety, was grown under the following treatments: NO PO KO, NO P1 K1, N1 P0 Kl, NI P1K0, N2 p1 Kl N1 P2 K1 and N1 P1 K2. A striking response to phosphorus was observed among the treatments. However, once secured the necessary phosphoric level to the plant, the production becomes limited by nitrogen; in other words, increase in yield can be accomplished only by raising the nitrogenous level. The present results suggest that the remarkable effects of phosphates applied to cassava cultures in the State of São Paulo are due not only to the poor quality of our soils, as far phosphorus is concerned: we are facing a positive physiological response showed by the plant.

Estudos sôbre a alimentação mineral da mandioca (Manihot utilissima Pohl.)

1. The present work was carried out to study the effects of mineral nutrients in the yield as well as in the composition of cassava roots. The variety "Branca de Sta. Catarina" was grown by the sand culture method, the following treatments being used: N0 P0 K0, N0 P1 Kl, N1 P0 K1, N2 P1 K0, N2 P1 K1, N1 P2 K1, and N1 P1 K2, where the figures 0, 1, and 2 denote the relative proportion of a given element. The nutrients were given as follows: N = 35 grams of ammonium nitrate per pot loaded with 120 pounds of washed sand; P1 = 35 grams of monocalcium phosphate; Kl = 28 grams of sulfate of potash. Besides those fertilizers, each pot received 26 grams of magnesium sulfate and weekly doses of micronutrients as indicated by HOAGLAND and ARNON (1939). To apply the macronutrients the total doses were divided in three parts evenly distributed during the life cycle of cassava. 2. As far yield of roots and foliage are concerned, there are a few points to be considered: 2.1. the most striking effect on yield was verified when P was omitted from the fertilization; this treatment gave the poorest yields of the whole experiment; the need of that element for the phosphorylation of the starchy reserves explains such result; 2.2. phosphorus and nitrogen, under the experimental conditions, showed to be the most important nutrients for cassava; the effect of potassium in the weight of the roots produced was much less marked; it is noteworthy to mention, that in absence of potassium, the roots yield decreased whereas the foliage increased; as potassium is essential for the translocation of carbohydrates it is reasonable to admit that sugars produced in the leaves instead of going down and accumulate as starch in the roots were consumed in the production of more green matter. 3. Chemical analyses of roots revealed the following interesting points: 3.1. the lack of phosphorus brought about the most drastic reduction in the starch content of the roots; while the treatment N1 P1 K1 gave 32 per cent of starch, with NI PO Kl the amount found was 25 per cent; this result can be explained by the requirement of P for the enzymatic synthesis of starch; it has to be mentioned that the decrease in the starch content was associated with the remarkable drop in yield observed when P was omitted from the nutrient medium; 3.2. the double dosis of nitrogen in the treatment N2 P1 K1, gave the highest yields; however the increase in yield did not produce any industrial gain: whereas the treatment N1 P1 K1 gave 32 per cent of starch, by raising the N level to N2, the starch content fell to 24 per cent; now, considering the total amount of starch present in the roots, one can see, that the increase in roots yield did not compensate for the marked decrease in the starch content; that is, the amount of starch obtained with N1 P1 K1 does not differ statistically from the quantity obtained with N2 P1 K1; as far we know facts similar to this had been observed in sugar beets and sugar cane, as a result of the interaction between nitrogen and sugar produced; the biochemical aspect of the problem is very interesting: by raising the amount of assimilable nitrogen, instead of the carbohydrates polymerize to starch, they do combine to the amino groups to give proteinaceous materials; actually, it did happen that the protein content increased from 2.91 to 5.14 per cent.

Adubação em "torrão paulista" de Eucalyptus Saligna SM

Num ensaio de adubação com N, P, K e estêrco (E) de mudas de eucalipto (Eucalyptus saligna Sm.) em "torrão paulista" nos viveiros da Cia. Paulista de Estrada de Ferro, em Rio Claro, SP, foi usado um delineamento fatorial de 3x3x3x2, com resultados estatisticamente significativos para N, P e estêrco. As alturas médias das mudas, em centímetros, 3(1/2) meses após a repicagem para os torrões, foram as seguintes. N0 42,4 ± 1,5 P0 56,4 ± 1,5 E0 54,9 ± 1,2 N1 62,8 ± 1,5 P1 58,4 ± 1,5 E1 64,0 ± 1,2 N2 73,2 ± 1,5 P2 63,6 ± 1,5 As médias de algumas combinações interessantes de tratamentos são dadas a seguir, em centímetros. N0PoK0Eo 41,3 ± 6,2 N2P2K0E1 83,0 ± 6,2 N2P0K0E0 59,6 ± 6,2 N2P2K2E1 87,4 ± 6,2 N2P2K0E0 64,0 ± 6,2

Estudos preliminares sobre as invertases de cafeeiros atacados por Hemileia vastatrix

No presente trabalho, que o autor considera exploratório, foram estudadas as invertases presentes em folhas de cafeeiros das variedades Geisha (SH1 SH5) e Kent (SH2 SH5), inoculados com as raças III (n1 n5) e XXIV (n2 n4) de Hemileia vastatrix. Devido ao genótipo do material utilizado as reações são opostas, ou seja, o cafeeiro Kent é resistente à raça III e suscetível à raça XXIV e o Geisha o contrário. Em cada par de folhas, uma foi inoculada e outra mantida como controle e a determinação das invertases foi feita aos 6 e 16 dias após a inoculação. Os resultados preliminares obtidos mostraram que, independente da variedade de cafeeiro ou da raça de Hemileia vastatrix, nas combinações suscetíveis não houve alteração das invertases presentes, iguais às de plantas sadias, com o máximo de atividade em pH 4,5. Já nas combinações resistentes no 6.º dia após a inoculação houve o aparecimento de uma "invertase ácida pH 4,0", ausente tanto nas plantas sadias como nas combinações suscetíveis das mesmas variedades. O aparecimento da "invertase ácida pH 4,0" está relacionado com a diminuição do teor de sacarose nas folhas. Quanto ao significado desta "invertase ácida pH 4,0" na patogenese da ferrugem do cafeeiro, o autor aventa 3 hipóteses que poderiam ocorrer isolada ou simultaneamente. 1. A sacarose seria desviada para a formação de defesa, tais como fenóis, fitoalexinas e outras. 2. A sacarose seria desviada para outras partes da planta, num processo fisiológico semelhante ao das folhas em senectude. 3. Haveria um aumento da respiração e metabolismo dos tecidos doentes, com o implícito consumo da energia armazenada.