Números cromossômicos e implicações sistemáticas em espécies da subfamília Caesalpinioideae (Leguminosae) ocorrentes na região sul do Brasil

A subfamília Caesalpinioideae (Leguminosae) possui cerca de 2.800 espécies, muitas das quais ocorrem no Brasil. Para a região Sul do Brasil são citadas 56 espécies, distribuídas pelos mais diversos ambientes, com importância econômica, social e científica bastante grande, sendo ainda pouco conhecidas do ponto de vista citogenético e taxonômico. Neste estudo foram analisados, quanto ao número de cromossomos, 74 acessos de 27 táxons incluídos em 10 gêneros pertencentes às tribos Cassieae, Caesalpinieae e Cercideae. Os números cromossômicos encontrados foram 2n = 32, 28, 26, 24, 22, 16 e 14. Sete espécies tiveram seus números cromossômicos determinados pela primeira vez: Cassia leptophylla, Senna araucarietorum, S. hilariana, S. neglecta, S. oblongifolia, Chamaecrista repens e Pomaria stipularis. A maioria das espécies apresentaram 2n = 28 cromossomos, sendo observados também 2n = 26, 24 e 22. O gênero Chamaecrista diferenciase dos demais gêneros, pois todos os seus táxons apresentaram 2n = 32, 16 e 14 cromossomos, sendo o primeiro número supostamente originado por poliploidia. O número básico proposto para as espécies estudadas foi x = 14, com os demais números, x = 13, 12 e 11, tendo surgido provavelmente por disploidia e para o gênero Chamaecrista x = 8 e x = 7 para a espécie pertencente à seção Xerocalyx. A poliploidia pareceu importante na diversificação inicial do grupo, com ocorrência de uma série de reduções displóides no decorrer do processo evolutivo. O caráter número de cromossomos mostrou-se relevante na distinção de táxons do gênero Chamaecrista dos demais gêneros, sugerindo, juntamente com outros caracteres analisados e encontrados em literatura, a segregação deste dos demais gêneros pertencentes à tribo Cassieae.

Taxonomia de Paspalum L., grupo Linearia (Gramineae - Paniceae) do Brasil

Apresenta-se um tratamento sistemático das espécies brasileiras de Paspalum L., grupo Linearia e discute-se a naturalidade do mesmo. O tratamento engloba sete espécies, P. approximatum, P. crispulum, P. dedeccae, P. ellipticum, P. filifolium, P. lineare e P. pallens, incluindo chave analítica para os táxons do grupo e espécies afins, descrições detalhadas, sinonímia, ilustrações, dados sobre ecologia, números cromossômicos e distribuição geográfica, além de discussões sobre a delimitação do grupo. Paspalum ellipticum e P. pallens não são considerados como membros típicos do grupo Linearia.

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.

Aparato burocrático e os números do ensino: uma abordagem histórica

Neste texto procurou-se sistematizar as iniciativas que contribuíram para a constituição de um sistema nacional de estatísticas educacionais no Brasil, especialmente no período de 1871 a 1931. São indicados esforços, realizações e disputas de idéias que concorreram para a consolidação das informações quantitativas sobre educação como instrumento de descrição da "realidade", considerado legítimo e como guia das ações do Estado.

Precisão experimental relacionada a tamanhos de parcelas, números de tratamentos e repetições em nabo forrageiro

O objetivo deste trabalho foi determinar a precisão experimental na avaliação da massa de matéria verde de nabo forrageiro, em cenários formados por combinações de tamanhos de parcela e número de tratamentos e de repetições. Utilizaram-se os dados de massa de matéria verde de 3.456 unidades experimentais básicas de 0,5×0,5 m (0,25 m2). Os cenários (1.728) foram planejados e formados pela combinação de seis tamanhos de parcela (0,25, 0,50, 1,00, 1,50, 2,00 e 2,25 m2), i tratamentos (i = 5, 6,..., 20) e r repetições (r = 3, 4,..., 20). Em cada cenário, foram realizadas 2.000 reamostragens, com reposição. Calculou-se a média das 2.000 estimativas, em cada cenário, quanto à diferença mínima significativa pelo teste de Tukey, ao índice de variação e ao coeficiente de variação experimental. Essas estatísticas, nesta ordem, são adequadas para avaliar a precisão experimental. Para avaliar a massa de matéria verde de nabo forrageiro, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições, parcelas com o tamanho de seis unidades experimentais básicas (1,50 m2) são suficientes para identificar diferenças significativas entre tratamentos - menores ou iguais a 36,88% da média geral do experimento -, pelo teste de Tukey, a 5% de probabilidade, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições.

A natureza dos números na República de Platão

É incontestável a presença das matemáticas nos diálogos de Platão, todavia o alcance e o sentido desta presença é matéria de controvérsia entre os especialistas. Alguns acreditam que os temas matemáticos empregados nos diálogos são fantasias matemáticas, outros defendem baseados, sobretudo no testemunho de Aristóteles, que Platão teria substituído na sua hipótese as formas inteligíveis pelos números ideais. Sem tomar partido de antemão nestas querelas, o que propomos aqui é uma investigação acerca da natureza dos números fundamentada exclusivamente nos textos de Platão, particularmente orientada por uma passagem do livro VII do diálogo República(525 b11- c3), em que Sócrates diz o seguinte: "Seria, portanto, conveniente colocar este estudo, ò Glaucon, dentro de uma legislação e persuadir aqueles que vão participar das grandes coisas na cidade a irem ao cálculo e a aplicarem-se a ele, não nos seus afazeres privados, mas até chegarem à contemplação da natureza dos números através da própria intelecção (...)".

Fenótipo de subfertilidade, polimorfismos cromossômicos e falhas de concepção

OBJETIVO: avaliar a prevalência de alterações citogenéticas e polimorfismos cromossômicos em casais com fenótipo de subfertilidade em uma população brasileira. MÉTODOS: foram avaliados 1.236 cariótipos de casais com fenótipo de subfertilidade de dois diferentes centros (público e privado). Esses pacientes foram classificados em dois subgrupos: um com duas ou mais perdas gestacionais, consecutivas ou não, e outro com, ao menos, uma perda gestacional ou ausência de concepção. Os cariótipos foram obtidos com bandamento convencional G e C. As anomalias citogenéticas foram agrupadas e as frequências calculadas segundo a classificação dos pacientes. Quando aplicável, os testes estatísticos de Fisher e análise de Odds Ratio foram empregados. RESULTADOS: aproximadamente 25% de todos os casos apresentaram cariótipo anormal, incluindo alterações numéricas e estruturais e também variantes polimórficas. Nos dois diferentes centros, a prevalência de variantes polimórficas diferiu, sendo de 8,9 e 3,8%, respectivamente. CONCLUSÃO: não houve diferença significativa entre a predominância de variantes polimórficas e outras alterações nos indivíduos com ou sem história de perda reprodutiva. Os resultados do presente estudo reforçam a necessidade da adequada divulgação da informação citogenética completa nos resultados de cariótipo, com atenção específica em relação às variantes polimórficas.

Sistemas de produção de feijão intercalado com cafeeiro adensado em período de formação ou após recepa

A consorciação de culturas anuais com o cafeeiro é realizada desde a introdução da cafeicultura no Brasil. Entretanto, os últimos resultados disponíveis foram obtidos com cultivares antigos e espaçamentos ultrapassados. Com o objetivo de avaliar o efeito do número de linhas de plantas e da dose de adubação NPK do feijoeiro intercalado ao cafeeiro, foram conduzidos dois experimentos de campo na Universidade Federal de Lavras, um em lavoura em formação (cv. Topázio) e outro em lavoura recepada (cv. Acaiá Cerrado), em duas épocas de plantio (das águas e da seca). O delineamento experimental foi blocos casualizados, com três repetições, sendo os tratamentos distribuídos em esquema fatorial 4 x 4 + 1, envolvendo quatro números de linhas intercalares de feijoeiro (uma, duas, três e quatro) e quatro doses de adubação (0, 50, 100 e 150% da adubação NPK recomendada para o monocultivo), mais um tratamento adicional (o monocultivo do cafeeiro ou do feijoeiro). Concluiu-se que o aumento do número de linhas de feijoeiro elevou o rendimento de grãos da leguminosa em cultivo intercalar ao cafeeiro, independentemente da dose de adubação, do tipo de manejo da lavoura (formação ou recepa) e da época de plantio, mas reduziu o incremento no diâmetro do caule do cafeeiro em formação, a emissão de nós e o crescimento dos ramos plagiotrópicos, tanto no cafeeiro em formação quanto no recepado. O emprego da adubação NPK em até 150% do equivalente à dose recomendada para o monocultivo não influenciou o rendimento de grãos do feijoeiro intercalado ao cafeeiro.

Influência do uso de AIB, época de coleta e tamanho de estaca na propagação vegetativa de hibisco por estaquia

A propagação vegetativa por estaquia pode ser influenciada por diversos fatores, como época de coleta, tamanho da estaca, concentração de auxinas e estado fisiológico da estaca. Como o hibisco (Hibiscus rosa-sinensis L.) é comercialmente propagado por estaquia, torna-se necessário estudar a influência de alguns desses fatores sobre a sua capacidade de enraizamento. Este trabalho teve como objetivo avaliar o efeito de concentrações de ácido indolbutírico (AIB), do tamanho da estaca e da época de realização da propagação vegetativa de hibisco por estaquia. O experimento foi conduzido no viveiro de produção de mudas, da Universidade Tecnológica Federal do Paraná (UTFPR), Campus Dois Vizinhos, em Dois Vizinhos, Paraná, Brasil. O delineamento experimental utilizado foi em blocos completamente casualizados, num fatorial 3 x 2 x 2 (concentrações de AIB x tamanho da estaca x época de propagação), com quatro parcelas e dez estacas por parcela. As estacas foram coletadas em dois períodos (junho e setembro de 2008), preparadas com tamanho de 6 e 12 cm, e as concentrações de AIB utilizadas foram de 0; 1 e 2 g L-1. Nas duas épocas, após 77 dias, foram analisadas as percentagens de estacas enraizadas, os números de brotos vegetativos e de raízes por estaca e o comprimento das três maiores raízes por estaca. Recomenda-se que o hibisco seja propagado por estaquia em setembro, preparando-se estacas com 12 cm de comprimento e utilizando-se concentração de AIB de 1,6 g L-1.

Avaliação de diferentes densidades de semeadura e da poda na produtividade de sementes de Crotalaria juncea L.

Verifica-se, atualmente, crescente interesse na prática de adubação verde e em seus efeitos nos sistemas produtivos agrícolas. Com o objetivo de avaliar diferentes densidades de semeadura e efeitos da poda na produção de sementes de Crotalaria juncea L., foi conduzido experimento na Unidade de Apoio à Pesquisa, na UENF, em Campos dos Goytacazes - RJ. O arranjo experimental foi em parcelas subdivididas, escolhendo-se como parcelas a presença e a ausência de poda e, como subparcelas, as densidades de semeio (10, 15, 20, 25 e 30 planta por metro). O delineamento foi em blocos casualizados, com quatro repetições. As unidades experimentais foram constituídas por seis linhas, com espaçamento de 0,5 m, com 4 metros de comprimento. Sem poda, a crotalária apresentou-se 0,634 m mais alta. O número de ramos de crotalária nas plantas podadas foi maior que o das não podadas e as densidades de 10 e 15 plantas ´por metro apresentaram maiores números de ramos. A densidade 30 apresentou maior quantidade de matéria seca. Com poda, a crotalária apresentou média de 7,2 vagens pequenas, enquanto, as plantas não podadas apresentaram média de 5,1 vagens pequenas. Quando se utilizou a densidade de 30 plantas por metro, ocorreram aproximadamente 25% a mais de sementes por vagem grande, nas plantas podadas, em relação às sementes das vagens grandes das plantas não podadas. Além disto, esta densidade apresentou maior número de sementes por vagem grande, em relação às das demais densidades. Recomenda-se a poda e a densidade de 10 plantas por metro, por menor gasto com sementes e sementes com maior vigor.

Uso da rapadura como meio nutritivo para cultivo in vitro de bananeira cv. Maçã

O objetivo deste estudo foi avaliar o efeito da rapadura sobre o desenvolvimento, in vitro, de bananeira, cv. Maçã, visando à redução de custos de produção, por cultura de tecidos. Explantes de bananeira foram inoculados em meios nutritivos, formulados à base de rapadura, com quatro concentrações distintas (10, 25, 50 e 75% de solução de rapadura), e os dados obtidos foram comparados com aqueles das plantas cultivadas em meio MS 100% (controle), perfazendo um total de cinco tratamentos. Ao final de 60 dias, foram avaliados os números médios de folhas, brotos e raízes, bem como os números médios de explantes mortos e oxidados. Não houve diferença significativa entre os tratamentos para a maior parte dos parâmetros avaliados, exceto para o número médio de explantes oxidados, que foi maior no tratamento com 75% de rapadura. Concluiu-se que meios nutritivos com até 50% de rapadura em sua composição, sem reguladores vegetais, podem ser utilizados em substituição ao meio MS para o cultivo in vitro de bananeira.

Erosividade das chuvas e tempo de recorrência para Lavras, Minas Gerais

A erosividade das chuvas é um dos principais agentes causadores da erosão do solo, no sul de Minas Gerais. Por essa razão, objetivou-se, com este trabalho, aplicar cinco distribuições de probabilidades aos valores de erosividades, mensais e anual, e estimar o tempo de recorrência desses valores, com base na melhor distribuição de probabilidades ajustada para a região de Lavras, MG. A série de precipitações estudada foi de 1961 a 2004 e as distribuições de probabilidades utilizadas foram: Gumbel, Gama, Log-normal 2 e 3 parâmetros e Normal, ajustadas pelo método da Máxima Verossimilhança. Verificou-se que as distribuições Gama e Gumbel produziram o menor número de séries não adequadas, registrando-se apenas uma, para o mês de agosto. As demais distribuições produziram maiores números de séries não adequadas, especialmente, a distribuição Log-normal 2 parâmetros. Sendo assim, recomenda-se, para o cálculo de erosividade, que seja feita uma verificação prévia da melhor distribuição para cada período da série estudada, apesar de os dados apontarem um desempenho considerável da distribuição Gumbel.

Estimativa da produtividade de café conilon utilizando técnicas de cokrigagem

RESUMO Estimar a variabilidade espacial de uma cultura em campo auxilia no entendimento de alguns fenômenos que podem estar correlacionados com a sua produtividade. Este trabalho teve, como objetivo, estimar, pelo método da cokrigagem, a produtividade (kg ha-1) do cafeeiro conilon, em três safras consecutivas, tendo como covariável o número de ramos produtivos (plagiotrópicos) por planta. No centro de uma lavoura, demarcou-se uma malha amostral, com 109 pontos georreferenciados, sendo cada ponto constituído por cinco plantas. Fez-se o acompanhamento, por três safras agrícolas consecutivas, contando-se os ramos produtivos e realizando-se a colheita manual. O café colhido foi separado, para cada estádio de maturação (cereja, verdoengo e verde), e secado para umidade padrão de 12%, determinando-se a produtividade de café seco em coco (kg ha-1). A produtividade e o número de ramos produtivos por ponto amostral apresentaram correlação linear e dependência espacial nas três safras. As estimativas das produtividades pelos números de ramos produtivos apresentaram similaridades na cokrigagem, mostrando ser a covariável ramo produtivo eficiente na estimativa da produtividade do café conilon (Robusta Tropical).

Empresas hospitalares na região Metropolitana de São Paulo: uma análise econômico-financeira (1987-1990)

Este estudo visa conhecer a situação econômico­financeira do setor hospitalar na Região Metropolitana de São Paulo. Baseada num levantamento, em anos sucesstaos, da rentabilidade do capital e dos demais indicadores de dois grupos de hospitais divididos pelo número de leitos: a análise mostra uma inter-relação entre os elementos patrimoniais, cujos números divergem para os dois grupos, mas representam tendências similares. Hospitais de maior porte (150-300 leitos) exibem uma situação econômico-financeira mais forte do que os hospitais menores (com menos de 150 leitos) em todos os indicadores empresariais. Ambos, porém, sofrem das conseqüências de uma inflação crônica e de um mercado regulamentado.