Determination of reactivity rates of silicate particle-size fractions

The efficiency of sources used for soil acidity correction depends on reactivity rate (RR) and neutralization power (NP), indicated by effective calcium carbonate (ECC). Few studies establish relative efficiency of reactivity (RER) for silicate particle-size fractions, therefore, the RER applied for lime are used. This study aimed to evaluate the reactivity of silicate materials affected by particle size throughout incubation periods in comparison to lime, and to calculate the RER for silicate particle-size fractions. Six correction sources were evaluated: three slags from distinct origins, dolomitic and calcitic lime separated into four particle-size fractions (2, 0.84, 0.30 and <0.30-mm sieves), and wollastonite, as an additional treatment. The treatments were applied to three soils with different texture classes. The dose of neutralizing material (calcium and magnesium oxides) was applied at equal quantities, and the only variation was the particle-size material. After a 90-day incubation period, the RER was calculated for each particle-size fraction, as well as the RR and ECC of each source. The neutralization of soil acidity of the same particle-size fraction for different sources showed distinct solubility and a distinct reaction between silicates and lime. The RER for slag were higher than the limits established by Brazilian legislation, indicating that the method used for limes should not be used for the slags studied here.

Efeitos da densidade de plantio e da adição de nutrientes na produção de mudas de gramas halófitas em recipientes

RESUMO As gramas halófitas Spartina alterniflora e Spartina densiflora são espécies bioengenheiras, que podem ser utilizadas para mitigação de áreas degradadas de marismas e manguezais, para o controle da erosão costeira e para estabilização de dragado depositado em regiões estuarinas e costeiras. O objetivo deste trabalho foi avaliar os efeitos da densidade de plantio e da adubação com nitrogênio (N) e fósforo (P) sobre mudas de propagação vegetativa destas duas espécies, crescendo em bandejas (0,15 m2; 7500 cm3). Para isto, foram realizados em estufa agrícola, não climatizada, dois experimentos nos anos de 2009 e 2011. Em 2009, apenas S. alterniflora foi cultivada, em duas densidades de plantios (133 e 400 mudas m-2) e com dois níveis de adição de nutrientes (sem adubação e com adição total de 50,8 gN m-2 e 16 gP m-2). Em 2011, bandejas com 80 mudas m-2 de ambas as espécies foram adubadas com razões 2N:1P, 6N:1P, 10N:1P e 14N:1P (adição total de 115 gN m-2). A adubação com NP estimulou a formação foliar e, em recipientes fertilizados, o número médio de hastes de S. alterniflora, após 80 dias, foi o dobro do observado nos recipientes-controle. Entretanto, densidades iniciais de 400 ou mais hastes m-2 nas bandejas resultaram em alongamento vertical excessivo das hastes de S. alterniflora (cerca de 100 cm de altura), o que prejudica o manuseio e o plantio. A adubação com razão 2N:1P resultou em melhor perfilhamento de ambas as espécies.

El inmunoensayo enzimático (ELISA) en el diagnóstico serológico de Plasmodium vivax

Comunicamos nuestra experiencia con la aplicación del inmunoensayo enzimático al diagnóstico serológico de Plasmodium vivax con antígeno homólogo. Este se obtuvo a partir de una muestra de sangre de un paciente y luego de lisar los glóbulos rojos con detergente (NP-40). En un "pool" conformado con 11 sueros de pacientes con malaria por P. vivax se encontraron anticuerpos de las clases IgM, IgG e IgA. Se introdujo además la proteína A como sonda secundaria para determinar la respuesta anti-P. vivax en una muestra de 30 sueros de pacientes con un primer episodio palúdico. Se encontró un 93% de correlación con el diagnóstico parasitológico y la prueba resultó específica y reproducible.

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 disponibilidade do potássio da "leucita de Poços de Caldas", estudada por meio do arroz

In order to know potassium availability in "leucita de Poços de Caldas" from Poços de Caldas, Minas Gerais, a Mitscherlich pot experiment was set up. The pots were filled with 6 kilograms of sieved (4 mm) "Terra Roxa Misturada" soil. Rice (Oryza sativa, L.), Dourado Agulha variety was the testing plant. Doses of potassium referred to are 1,5 g (as K(2)0) from both KCl and "leucita de Poços de Caldas". There were 6 treatments, with 3 repetitions, as follows: 1) Control; 2) NP + 1 dose K (KCl); 3) NP + 2 doses K (KCl)); 4) NP + 3 doses K (KCl); 5) NP + 1 dose K (leucita); 6) NP + 2 doses K (leucita) and 7) NP + 3 doses K (leucita). Each pot received 50 seeds. Five days after germination the seedlings were thinned to 35. Harvesting took place 4 months after germination. Potassium (as KCl) promoted an increase in yield of both stalk and grain as compared with control. Potassium content in the leaves was also higher in all treatment in which KCl was supplied. Potassium, as "leucita de Poços de Caldas» did not show any favorable effect on both stalk and grain yield and on its content in the leaves.

Estudos sobre a alimentação mineral do cafeeiro: XII. efeito da adubação na composição mineral das fôlhas

Leaf samples from coffee plants under three different fertilizations, namely NPK, NP and PK, were collected for chemical analysis. It was found that the contents of N, K, Ca, Mg and S in the first, second, third and fourth pair of leaves were the same from the statistical point of view. On the onder hand, there was a significant effect of the position of the leaf in the branch on the P content, which was higher in the first pair. With the exception of the P level ,the four pairs of leaves are chemically uniform. Nevertheless it is not considered as convenient to mix all kinds of leaves into one sample, since the composition may vary a great deal when sampling is done some other time, such as the period of fruit growing. It is recommended therefore that either the third or the fourth pair leaves should be collected for routine work in foliar diagnosis.

Determinação analítica da indicatriz ótica de minerais

Dado um mineral em secção delgada arbitrária, na platina universal, estuda-se a possibilidade teórica de determinar os índices de refração principais mediante medições de extinção e de birrefringência, por via analítica. Demonstra-se que, teoricamente, é possível determinar Np, Nm e Ng e, independentemente, B = Ng - Np.

Sobre a determinação analítica da indicatriz ótica de anidrita

Estuda-se a possibilidade da aplicação prática do método analítico na determinação da grandeza da indicatriz ótica de anidrita, cujo desenvolvimento teórico foi realizado por ABRAHÃO e MARCONI (1975). Os valores de λ e de µ λ, necessários à obtenção de Ng, Nm e Np, foram calculados por diversos processos diferentes e os resultados comparados. Concluiu-se que os valores de λ são muito discrepantes. Quanto a µ λ = (Ng - Np)/2, obtiveram-se resultados praticamente constantes, para todas as vias de cálculo utilizadas. Os autores concluem, finalmente, que as determinações de Ng, Nm e Np são inviáveis na prática, em face da extrema precisão que seria exigida das medidas de birrefringência, necessárias ao desenvolvimento do método e impossíveis de serem alcançadas na atualidade.

Primeiro encontro do Triatoma costalimai naturalmente infectado pelo Trypanosoma cruzi: estudo de aspectos biológicos da amostra isolada

Uma amostra de T. cruzi foi isolada pela primeira vez de um exemplar do Triatoma costalimai, capturado no município de Mambai, Goiás. Estudos experimentais sobre infectividade e virulência foram conduzidos em triatomíneos, Calomys callosus (Rodentia) e camundongos albinos. Cultivo "In Vitro" da amostra isolada foi obtido com sucesso utilizando-se o meio LIT. As mensurações realizadas em tripomastigotas sanguícolas deram os seguintes resultados (mcg): comprimento total - 16,4 (± 1,1); flagelo livre - 4,9 (± 1,1); largura - 2,8 (± 0,6); distância NA - 4,8 (± 0,6); distância NP - 6,0 (± 0,5) e Indice nuclear 1,3.

Multilocus enzyme electrophoresis study of Bacillus sphaericus

Multilocus enzyme electrophoresis (MLEE) has been used in the study of some Bacillus species. In this work we applied MLEE and numerical analysis in the study of the Bacillus sphaericus group. B. sphaericus can be distinguished from other entomopathogenic Bacillus by a unique allele (NP-4). Within the species, all insect pathogens were recovered in the same phenetic cluster and all of these strains have the same band position (electrophoresis migration) on the agarose gel (ADH-2). The entomopathogenic group of B. sphaericus seems to be a clonal population, having two widespread frequent genotypes (zymovar 59 and zymovar 119).

Polymerase chain reaction amplification of genomic fragments of bovine herpesvirus-1

Especial conditions were developed for the amplification of five DNA segments from US region of BHV-1 by polymerase chain reaction. In order to eliminate most nonspecific products it was found that addition of three cosolvents DMSO, glycerol and NP 40 was a simple method for increasing the specificity of amplification.

Tissue and serum immune response in chronic hepatitis C with mild histological lesions

The immunopathogenesis of chronic hepatitis C virus (HCV) infection is a matter of great controversy and has been suggested to involve a complex balance between cytokines with pro and anti-inflammatory activity. We investigated the expression of inflammatory cells and cytokines in the liver and serum of 51 chronically HCV infected patients and compared them to data from two sets of normal controls: 51 healthy blood donors and 33 liver biopsies of healthy liver donors. We also assessed the relationship between selected cytokines and cell populations in hepatic compartments and the disease stage. Compared with controls, hepatitis C patients had a greater expression of portal TNF-α, TGF-β and CD4+ and acinar IFN-γ, TNF-α, IL-1β and IL-4, as well as a higher serum concentration of IL-2, IL-10 and TGF-β. Significant positive correlations were found between portal CD4+ and TNF-α, portal CD8+ and TGF-β, portal CD45+RO and TNF-α, acinar CD45+RO and IFN-γ and acinar CD57+ and TGF-β. In conclusion, we have shown that (i) in this sample of predominantly mild disease, the immune response was associated with a pro-inflammatory response pattern, (ii) CD4+ T-lymphocytes played a major role in orchestrating the immune response and (iii) these events primarily took place in the portal space.

Evaluation of Haemophilus influenzaetype b carrier status among children 10 years after the introduction of Hib vaccine in Brazil

The aim of the present study was to assess the prevalence of Haemophilus influenzaetype b (Hib) nasopharyngeal (NP) colonisation among healthy children where Hib vaccination using a 3p+0 dosing schedule has been routinely administered for 10 years with sustained coverage (> 90%). NP swabs were collected from 2,558 children who had received the Hib vaccine, of whom 1,379 were 12-< 24 months (m) old and 1,179 were 48-< 60 m old. Hi strains were identified by molecular methods. Hi carriage prevalence was 45.1% (1,153/2,558) and the prevalence in the 12-< 24 m and 48-< 60 m age groups were 37.5% (517/1,379) and 53.9% (636/1,179), respectively. Hib was identified in 0.6% (16/2,558) of all children in the study, being 0.8% (11/1,379) and 0.4% (5/1,179) among the 12-< 24 m and 48-< 60 m age groups, respectively. The nonencapsulate Hi colonisation was 43% (n = 1,099) and was significantly more frequent at 48-< 60 m of age (51.6%, n = 608) compared with that at 12-< 24 m of age (35.6%, n = 491). The overall resistance rates to ampicillin and chloramphenicol were 16.5% and 3.7%, respectively; the co-resistance was detected in 2.6%. Our findings showed that the Hib carrier rate in healthy children under five years was very low after 10 years of the introduction of the Hib vaccine.

Draft genome of the Leptospira interrogans strains, Acegua, RCA, Prea, and Capivara, obtained from wildlife maintenance hosts and infected domestic animals

In the present paper, we announce new draft genomes of four Leptospira interrogans strains named Acegua, RCA, Prea, and Capivara. These strains were isolated in the state of Rio Grande do Sul, Brazil, from cattle, dog, Brazilian guinea pig, and capybara, respectively.

Measuring professional satisfaction and nursing workload among nursing staff at a Greek Coronary Care Unit

ABSTRACT Objective To explore potential associations between nursing workload and professional satisfaction among nursing personnel (NP) in Greek Coronary Care Units (CCUs). Method A cross-sectional study was performed involving 66 members of the NP employed in 6 randomly selected Greek CCUs. Job satisfaction was assessed by the IWS and nursing workload by NAS, CNIS and TISS-28. Results The response rate was 77.6%. The reliability of the IWS was α=0.78 and the mean score 10.7 (±2.1, scale range: 0.5-39.7). The most highly valued component of satisfaction was “Pay”, followed by “Task requirements”, “Interaction”, “Professional status”, “Organizational policies” and “Autonomy”. NAS, CNIS and TISS-28 were negatively correlated (p≤0.04) with the following work components: “Autonomy”, “Professional status”, “Interaction” and “Task requirements”. Night shift work independently predicted the score of IWS. Conclusion The findings show low levels of job satisfaction, which are related with nursing workload and influenced by rotating shifts.