Emprego do suporte cardiopulmonar com bomba centrífuga e oxigenador de membrana em cirurgia cardiovascular pediátrica

FUNDAMENTO: O suporte cardiopulmonar com oxigenador de membrana é um método de ressuscitação de distúrbios hemodinâmicos, pulmonares ou ambos, consagrado em centros internacionais. OBJETIVOS: Descrever diversos aspectos relacionados ao suporte cardiopulmonar com oxigenador de membrana em um serviço de cirurgia cardiovascular nacional e determinar seus resultados imediatos e tardios. MÉTODOS: Entre outubro de 2005 e janeiro de 2007, 10 pacientes foram submetidos a suporte circulatório e/ou respiratório em candidatos ou submetidos a cirurgia cardiovascular pediátrica, com idade mediana de 58,5 dias (40% de neonatos) e peso mediano de 3,9 kg. O suporte foi mantido com a intenção de recuperação e desmame, de acordo com critérios clínicos e ecocardiográficos diários. O suporte foi descontinuado nos pacientes sem indicação de transplante, com incapacidade de recuperação e com sobrevida limitada, de acordo com julgamento multidisciplinar. RESULTADOS: O suporte circulatório foi utilizado no pós-operatório de operações corretivas ou paliativas em 80% e no pré-operatório no restante. Instabilidade hemodinâmica grave irresponsiva (40%), falência miocárdica na saída de circulação extracorpórea (20%) e parada cardíaca no pós-operatório (20%) foram as indicações mais freqüentes. O tempo médio de permanência em suporte circulatório foi de 58 ± 37 horas. O suporte foi retirado com sucesso em 50% e 30% obtiveram alta hospitalar. A sobrevida atuarial foi de 40%, 30% e 20% aos 30 dias, 3 meses e 24 meses, respectivamente. CONCLUSÃO: O suporte cardiopulmonar com oxigenador de membrana foi um método eficaz e útil na ressuscitação de distúrbios cardiovasculares e pulmonares graves no perioperatório de cirurgia cardiovascular pediátrica.

Inibidor da ECA e concentrações do peptídeo natriurético do tipo B, em idosos com insuficiência cardíaca

FUNDAMENTO: Ensaios clínicos demonstraram os benefícios dos inibidores da ECA (IECA) na atividade neuro-hormonal e na capacidade funcional de pacientes com insuficiência cardíaca (IC), com a magnitude desses efeitos sendo proporcional à dose desses agentes. Entretanto, a sistemática exclusão dos idosos, observada na maioria desses estudos, tem questionado a validação e incorporação de tais resultados na população geriátrica. OBJETIVO: Avaliar os efeitos de diferentes doses de quinapril, um IECA com meia vida biológica >24 horas, nas concentrações plasmáticas do PNB, nas distâncias percorridas no teste da caminhada de 6 minutos (TC-6 min) e na incidência de reações adversas, em idosos com IC sistólica. MÉTODOS: Foram avaliados 30 pacientes (76,1 ± 5,3 anos; 15 mulheres), IC II-III (NYHA), FE ventricular esquerda < 40% (33,5 ± 4,5%), em uso de diuréticos (30), digoxina (24) e nitratos (13). As avaliações foram realizadas no momento da inclusão (basal) e a cada dois meses, com a adição de 10, 20, 30 e 40 mg de quinapril. RESULTADOS: Completados oito meses, as concentrações do PNB foram 67,4% menores e as distâncias percorridas no TC-6 min 64,9% maiores em relação à condição basal. Hipotensão arterial com sintomas de baixo débito cerebral e/ou disfunção renal não foram observadas, possibilitando o emprego da dose máxima de quinapril em todos os pacientes. CONCLUSÃO: Os resultados demonstraram os benefícios dos IECA no perfil neuro-hormonal e na capacidade funcional de idosos com IC sistólica, bem como a relação positiva entre a dose e o efeito desses fármacos.

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.

Considerações sôbre o emprego de variedades sintéticas no melhoramento do milho: I - sintéticos simples

1) Inicialmente foi dado um breve resumo dos métodos básicos do melhoramento no milho os quais podem ser reunidos em dois grupos principais: o processo do milho híbrido, com as suas variantes, e os processos dos sintéticos. Estes últimos podem ainda ser subdivididos em duas categorias: os sintéticos simples e os sintéticos balançados. Na obtenção dos sintéticos simples toma-se inicialmente em consideração a capacidade combinatória das linhagens a serem misturadas, e se executa em cada geração de sintético uma seleção massal de conservação. Nos balançados devemos acrescentar uma forte seleção, na fase preparatória, contra todos os híbridos que dão segregações mendelianas fortes demais. 2) No curso de um breve resumo histórico ficou evidente que a idéia de se aproveitarem os sintéticos no melhoramento do milho, formulada pela primeira vez por Hayes e Garber (1919) deu resultados práticos apreciáveis. Assim Hayes, Rinke e Tsinang (1944) obtiveram produções de sintéticos que eram equivalentes de um híbrido duplo, Minhybrid 403. Lonnquist (1949) registrou produções de sintéticos idênticos ao híbrido duplo, US 13. Roberts, Wellhausen, Palácios e Guaves (1949) e Wellhausen (1950) relataram resultados bastante satisfatórios, obtidos no México. 3) Ficou demonstrado que as fórmulas de Sewall Wright (1932) e de Mangelsdorf (1939) não podem ser consideradas como explicações gerais do método, pois pela sua derivação pode-se mostrar facilmente que elas exigem certas premissas que nem sempre são justificáveis. 4) Para eliminar confusões na terminologia foi desenvolvido um esquema básico da constituição de sintéticos supondo que se parte de linhagens autofecundadas e que foram plantadas em conjunto para a reprodução de cruzamento livre. A geração que consiste das plantas autofecundadas, plantadas em mistura, é denominada SyO. A geração seguinte, a qual contém uma maior percentagem de híbridos simples e uma menor per-centagem de descendentes de cruzamentos dentro de mesma linhagem (descendentes consanguíneos) representa assim a geração Syl. A geração que segue depois de novo cruzamento livre, Sy2, será então composta de híbridos entre quatro linhagens (híbridos duplos"), entre três linhagens ("three way crosses"), entre duas linhagens ("híbridos simples") e descendentes de combinações consanguíneas, ("inbreds"). Porém se houver uma seleção em Sy1 que elimina todos os descendentes de combinações consanguíneas, sobrevivendo apenas híbridos simples, então a geração Sy2 será composta de híbridos entre plantas que não tem nenhuma das linhagens originais em comum, os que têm uma linhagem em comum e finalmente aqueles que têm duas linhagens em comum. 5) Empregando esta classificação das gerações, podemos verificar que a geração Sy1 de Lonnquist corresponde à geração Sy1 do esquema básico, a geração Sy1 deHayes et al corresponde à geração Sy2 do esquema básico é a geração Sy1 de Wellhausen et al corresponde aproximadamente à geração Sy3 do esquema básico. 6) Uma teoria mais correta dos sintéticos deve-se basear nas regras da genética em populações, as quais foram empregadas por Brieger para justificar o processo dos sintéticos balançados. Uma discussão mais detalhada desta teoria será assim dada numa outra publicação que se ocupara especialmente com ossintéticos balançados.

Emprego de fezes de pintos na alimentação de leitões

The author studied the application of chick's feces from battery brooder in the feeding of weaning pigs. He employed a basal ration and substituted 5%, 10% and 15% of that basal ration with similar proportions of chicks' feces. He did not observe statistical significance among the treatments. The results measured in terms of average daily gain and feed conversion indicated that the substitution of 5% to 10% by equal proportions of chicks' feces produced satisfactory results, the 5% proportion being the most advantageous.

A separação do Cálcio de Estroncio mediante o emprego de Resina Trocadora de Íons e de Estroncio Radioativo Sr-89

O presente trabalho relata os dados obtidos na separação do estrôncio do cálcio, pelo uso de uma solução de NH4- EDTA, com pH entre os valores 4,8 e 5,3, passando através de uma coluna de resina trocadora de cátions. Assim, 200 ml de uma solução a 2,5% de NH4- EDTA com pH = 4,8 e contendo 0,36 mg de estrôncio e 199,2 mg de cálcio (o que dá uma relação de 1 de Sr para 553 de Ca) foram passados através de uma coluna de 25 a 28 ml de resina trocadora de cátions Amberlite IR - 120 (H+) prèviamente preparada. O estrôncio ficou retido na coluna e o cálcio continuou na solução que passou. Depois de passar solução de NH4- EDTA com pH 5,3 e solução de HCl de 0,25 a 0,75 N, o estrôncio foi eluido com solução 3N de HCl. Como empregou-se estrôncio radioativo Sr-89, esse ion foi determinado por radiometria, para se conhecer a eficiência da separação. O cálcio foi determinado pelo método permanganométrico em solução de NH4- EDTA após a eliminação do agente quelante. Os dados obtidos mostraram que houve uma separação muito eficiente, indicada pela porcentagem de recuperação do estrôncio qu efoi de 97,7, 97,0 e 98,6% ao passo que a recuperação do cálcio foi de 100,0, 99,9 e 99,7%.

Emprego de herbicidas do grupo das uréias substituídas na cultura da cenoura (Daucus carota L.): I - controle das plantas daninhas

Foi realizado no Campo Experimental do Setor de Horticultura da ESALQ, Piracicaba - SP, um experimento com a finalidade de verificar o efeito do linuron, cloroxuron e clorobromuron no controle de plantas daninhas na cultura da cenoura cv. "Kuroda". Foram testadas as dosagens mínima e máxima recomendadas pelos produtores dos herbicidas, em pré e pós-emergência das plantas daninhas. O linuron, tanto em pré com em pós-emergência, foi o mais eficiente, e o clorobromuron também deu bons resultados. O menos eficiente foi o cloroxuron a 6 kg/ha (dosagem mínima). Os herbicidas não conseguiram impedir o desenvolvimento das plantas daninhas até o final da cultura, havendo necessidade de se aplicar, talvez, uma outra dosagem após 40 dias de semeadura de cenoura.

Emprego de herbicidas do grupo das uréias substituídas na cultura da cenoura (Daucus carota L.): II - efeitos dos herbicidas sobre a cultura

Foi realizado no Campo Experimental do Setor de Horticultura da ESALQ, Piracicaba, um experimento no sentido de verificar os efeitos de linuron, clorobromuron e cloroxuron sobre a cultura da cenoura. Foram testadas as dosagens mínima e máxima recomendadas pelos produtores dos herbicidas, em pré e pós-emergência das plantas daninhas. Os herbicidas não interferiram na parte aérea da cenoura. Em geral, os tratamentos em pré-emergência deram maior produção de parte aérea, raízes e raízes comerciáveis que os tratamentos em pós-emergência. Tanto o linuron como o clorobromuron deram bons resultados, sem interferir na produção, enquanto que a dosagem mínima de cloroxuron deu menos produção, devido ao pequeno controle das plantas daninhas.

Resposta do sorgo sacarino (Sorghum bicolor (L.) Moench) ao emprego de fontes e doses de fósforo em condições de casa de vegetação: I. Latossolo vermelho escuro

Foi estudada a eficiência do fosfato de Catalão, (FG), como fornecedor de P para o sorgo sacarino comparando-a com a do super triplo (ST) em LEa do Estado de Goiás. Usaram-se doses de P2O5, em presença e ausência de calagem. O efeito residual foi estimado em 2 cultivos sucessivos. Foram obtidas as seguintes conclusões principais: o ST mostrou-se uma fonte de P2O5 superior ao FG; a calagem aumentou o aproveitamento do FG; a produção de matéria seca não foi influenciada pelo método de aplicação do PG; a absorção de P foi influenciada favoravelmente pela calagem principalmente no 2° e 3° cultivos; houve correlação positiva e significativa entre P residual (Olsen) e produção; a produção de matéria seca no 2° e 3° cultivos se correlacionou mais estreitamente com o teor de Ca do que com o de P disponível no solo.

Cristalogênese do cloreto de cobre: emprego da cristalização sensitiva na distinção de tipos de leite

O método da cristalização sensitiva é utilizado na distinção de tipos de leite. Foram estudadas três concentrações de cloreto de cobre (0,1; 0,25 e 0,5 g/placa) combinadas a três de leite (0,01, 0,025 e 0,05 g/placa) de três tipos (cru, B e C), com três repetições. Para as 27 combinações possíveis, observou-se nítida influência do leite como modificador do modelo de cristalização do cloreto de cobre. O método mostrou sensibilidade suficiente para distinção de tipos de leite, principalmente nas concentrações 0,05 : 0,5e 0,025 : 0,5.

Resposta do sorgo sacarino (Sorghum bicolor (L.) Moench) ao emprego de fontes e doses de fósforo em condições de casa de vegetação: II. Latossolo vermelho escuro-textura média

Foi estudada a eficiência do fosfato de Catalão (FG) como fornecedor de P para o sorgo saca ri no comparando-o com a do super triplo (ST) em um LEm de Botucatu, SP. Usaram-se 4doses de P2O5 em presença e ausência de calagem. O efeito residual foi estimado em 2 cultivos sucessivos. Foram obtidas as seguintes conclusões principais: o ST foi superior ao FG como fornecedor de P, tendo sua eficiência aumentado com a calagem; a absorção do P das duas fontes foi favorecida pela calagem particularmente nos dois últimos cultivos; houve correlação positiva entre P residual (Olsen) e produção de matéria seca nos mesmos cultivos; no terceiro cultivo encontrou-se melhor correlação com o teor de Ca trocável do que com o teor de P disponível.

Resposta do sorgo sacarino (Sorghum bicolor (L) Moench) ao emprego de fontes e doses de fósforo em condições de casa de vegetação: III. Latossolo vermelho amarelo-textura média

Foi estudada a eficiência do fosfato de Catalão (FG) , como fornecedor de P para o sorgo sacarino, comparando-o como a super triplo (ST) em um LVm de Anhembi, SP. Usaram-se 4 doses de P2O5 em presença e ausência de calagem. O efeito residual foi estimado em dois cultivos sucessivos. Foram tiradas as seguintes conclusões principais: o ST foi superior ao FG como fonte de fósforo, tendo sido sua eficiência maior na presença de calagem, a qual influenciou positivamente a absorção de P das duas fontes, em particular no 2º e 3º cultivos; o modo de aplicação do FG não afetou a produção de matéria seca; encontrou-se correlação positiva entre P residual no solo (OLSEN) e produção; no 3º cultivo, entretanto,foi maior a correlação encontrada com o Ca do solo.

O emprego dos testes microbiológicos na extração do zinco em solos de Piracicaba

Foram feitas avaliações do zinco no solo através do teste microbiológico do Aspergillus nigêr (WALLACE, 1961) em amostras de solo colhidas dos horizontes de 8 perfis de solos de 8 séries de solos do município de Piracicaba, Estado de São Paulo, Brasil. De cada sub horizonte foram tomados 0,25 g de solo onde se adicionou 50 ml de solução nutritiva sem zinco deixando-se em incubação em estufa adequada, à temperatura de 28° C, por um período de 7 dias. Passado este período colheu-se o micélio produzido e pesou-se após ser sêco a 70 - 80° C. Estes testes foram comparados com provas em branco e soluções (adições) contendo doses diferentes de zinco. No ensaio microbiológico fez-se, também, em amostras correspondentes ao Ap dos solos, a aplicação de doses crescentes de zinco (0 a 16 microgramas de zinco), nas mesmas condições usadas do teste, para se verificar as reações de cada solo à adição do zinco. Nas mesmas amostras colhidas dos perfis determinou-se em extratos, zinco solúvel, respectivamente de HCl 0,1 N de EDTA-(NH4)2CO3 e de Ditizona-acetato de amônio. Foram estudadas as correlações entre os resultados do Zinco das soluções extratoras e do teste microbiológico. O trabalho permitiu as seguintes conclusões: - O teste microbiológico do Aspergillus niger revelou-se eficiente na avaliação do zinco do solo. - Das 3 solúveis extratoras apenas a ditizona mostrou correlação com o teste microbiológico. - O teste microbiológico permitiu separar os solos em 3 grupos; segundo a sua reação a aplicação de zinco: Bem suprida em Zinco "Luiz de Queiroz"; medianamente supridas: Quebra-Dente, Bairrinho e Lageadinho; mal supridas: Iracema, Monte Olimpo, Guamium e Paredão Vermelho.

O emprego das soluções de HCl 0,1 N de EDTA (NH4)2 CO3 e da ditizona - acetato de amônio na extração de zinco em solos de Piracicaba

Foram feitas determinações de zinco total, solúvel em HCl 0,1 N, solúvel em EDTA-(NH4) 2CO3 e solúvel em ditizona em 8 perfis de solos de 8 séries de solos do município de Piracicaba, Estado de São Paulo-Brasil. Para determinação do zinco total, solúvel em HCl 0,1 N, solúvel em EDTA(NH4/2CO3 e solúvel em ditizona, usouse o método de TRIERWEILER e LINDSAY (1968) e para a ditizona (NH4/2SO4 o método de SHAW e DEAN (1952). Foram estudadas as correlações entre as soluções extratoras de zinco e o zinco total, e o confronto entre os extratores químicos. A solução extratora de HCl 0,1 N extraiu maior quantidade de zinco do que as soluções do EDTA-carbonato de amônio e de ditizona acetato de amônio. Esta, por sua vez, na maior parte dos casos, não diferiu da solução do EDTA-carbonato de amônio. Estudo de correlações entre as soluções extratoras e o zinco total mostrou que apenas o HCl 0,1 N apresentou tal correlação. As principais conclusões foram as seguintes: 1- Os teores de zinco total para os perfis de solos situam-se entre 23 e 128 ppm de Zn. 2- As séries Bairrinho, Luiz de Queiroz e Guamium foram as mais altas em Zn total (46 a 128 ppm). 3- As séries Paredão Vermelho, Quebra Dente, Monte Olimpo e Lageadinho foram as mais baixas em zinco total (23 a 55 ppm de Zn). 4- O HCl 0,1 N extraiu mais zinco do que as soluções de EDTA- (NH4) 2CO3 e da ditizona e acetato de amônio. Entre estas duas soluções não houve diferença nos teores. 5- Os solos Luiz de Queiroz, Lageadinho e Bairrinho, foram os altos em zinco solúvel, pelas soluções extratoras.