Métodos analíticos e numéricos do tipo elementos finitos contínuos e contínuos/descontínuos para o estudo de modelos de Boussinesq melhorados para a propagação de ondas

Dissertação para obtenção do Grau de Doutor em Matemática na área de especialização de Análise Numérica

Estudo sobre o Grau de Integração de Organizações de Saúde – EGIOS II

RESUMO - O movimento de integração dos cuidados de saúde tem como objectivo a procura de modelos de prestação de cuidados mais compreensivos, integrados e continuados. A determinação do grau de integração de cuidados pode ser realizada a partir da percepção dos profissionais de saúde, sendo os inquéritos por questionários uma fonte comummente utilizada neste tipo de estudos. O presente estudo, designado por EGIOS II, tem como objetivos: a) determinar o grau de percepção de integração, dos profissionais das Unidades Locais de Saúde; b) comparar a percepção do grau de integração dos profissionais entre 2010 e 2015; c) comparar a percepção do grau de integração dos profissionais que trabalham nas Unidades Locais de Saúde e em instituições não organizadas em Unidades Locais de Saúde; e d) identificar as áreas de maior e menor percepção de integração. O instrumento de recolha de dados utilizado, foi um inquérito por questionário, que pretende avaliar a percepção do grau de integração dos profissionais de acordo com as dimensões clínica, informação, normativa, administrativa, financeira e sistémica, em 53 itens. O inquérito foi estruturalmente adaptado do Health System Integration Study, tendo apresentado validade e fiabilidade. O inquérito foi aplicado em 22 instituições, a nível nacional, Unidades Locais de Saúde e a Centros Hospitalares / Hospitais e Agrupamentos de Centros de Saúde. A caraterização EGIOS II dividiu-se em quatro fases: preparação e envio dos ofícios; identificação dos interlocutores; envio dos inquéritos; e avaliação dos resultados. O inquérito apresentou uma taxa de resposta de 27%, representando 2085 respostas ao inquérito. Pode afirmar-se que globalmente o estudo apresenta representatividade estatística, com um intervalo de confiança de 95%. Os resultados indicam que os profissionais das Unidades Locais de Saúde em 2015 reportam maiores níveis de percepção de integração, quando comparados os dados com o estudo de 2010. Acrescenta-se que os profissionais das Unidades Locais de Saúde têm um maior grau de percepção de integração, do que os profissionais dos Centros Hospitalares / Hospitais e Agrupamentos de Centros de Saúde, não organizados em ULS. As dimensões administrativa, financeira e clínica são as que apresentam um menor grau de percepção de integração e as dimensões normativa e informação uma maior percepção de integração. Os órgãos de administração e órgãos de gestão intermédia apresentam uma percepção de integração superior comparativamente aos médicos e enfermeiros dos serviços hospitalares e cuidados de saúde primários. Foram identificadas nove recomendações que poderão servir como base para um plano de ação subsequente do presente estudo ou para aplicação em futuros estudos. Este estudo pode auxiliar no diagnóstico de problemas e barreiras da integração de cuidados, em que serviços atuar e ainda, identificar quais as estratégias e processos a priorizar de forma a melhorar a integração de cuidados de saúde.

Válvula rotativa inovadora para motores a 2 tempos possibilitando sobre-expansão

Dissertação de mestrado integrado em Engenharia Mecânica

Duplo produto elevado como preditor de ausência de coronariopatia obstrutiva de grau importante em pacientes com teste ergométrico positivo

OBJETIVO: Correlacionar valores do duplo produto acima de 30.000 mmHg.bpm, com presença ou não de coronariopatia obstrutiva importante, em pacientes com teste ergométrico positivo. MÉTODOS: Análise retrospectiva de 246 pacientes que haviam sido submetidos a teste ergométrico no máximo trinta dias antes de estudo cineangiocoronariográfico, por suspeita de coronariopatia obstrutiva, dos quais 165 pacientes tinham teste ergométrico positivo. O critério único para positividade foi a presença de infradesnivelamento do segmento ST de pelo menos 1,0 mm, de morfologia horizontal ou descendente, persistindo 0,08 seg. após o ponto J. RESULTADOS: Dentre os 165 pacientes, 50 (30,3%) alcançaram duplo produto > 30.000 mmHg.bpm; desses, 38 (76%) eram angiograficamente normais ou tinham coronariopatia obstrutiva leve e 12 (24%) tinham coronariopatia importante. Entre os outros 115 pacientes com teste ergométrico positivo, mas duplo produto < 30.000 mmHg.bpm, 59 (51,3%) eram normais ou com coronariopatia obstrutiva leve, e 56 (48,7%) apresentavam coronariopatia obstrutiva importante (Odds Ratio = 0,3327 IC 95% = 0,1579 a 0,7009; P = 0,0034). CONCLUSÃO: Com base nos dados obtidos dessa investigação, demonstrou-se que o duplo produto elevado constituiu-se em uma variável importante para prever a ausência de coronariopatia obstrutiva significante em indivíduos com teste ergométrico positivo, podendo tornar-se ferramenta útil na tomada de decisão clínica.

Prevalência de obesidade visceral estimada por equação preditiva em mulheres jovens pernambucanas

FUNDAMENTO: O acúmulo de gordura visceral é considerado o principal fator de risco para doenças cardiovasculares e metabólicas. OBJETIVO: Determinar a prevalência de obesidade visceral e avaliar sua associação com fatores de risco cardiovasculares em mulheres jovens do Estado de Pernambuco. MÉTODOS: Estudo transversal, realizado com dados da "III Pesquisa Estadual de Saúde e Nutrição", envolvendo mulheres entre 25 e 36 anos. Avaliaram-se as variáveis: Índice de Massa Corporal (IMC), Circunferência da Cintura (CC), Razão Cintura-Estatura (RCE), Volume de Gordura Visceral (VGV) estimado por equação preditiva, Pressão Arterial Sistólica e Diastólica (PAS, PAD), Colesterol Total (CT), Triglicerídeo (TG), Glicemia de Jejum (GJ). RESULTADOS: Foram avaliadas 517 mulheres, com mediana de idade de 29 anos (27-32) e prevalência de obesidade visceral de 30,6%. Valores de IMC, PAS, PAD e TG foram superiores no grupo com obesidade visceral: IMC = 28,0 kg/m² (25,0 - 21,4) vs 23,9 kg/m² (21,5 - 26,4); PAS = 120,0 mmHg (110,0 - 130,0) vs 112,0 mmHg (100,0 - 122,0); PAD = 74 mmHg (70 - 80) vs 70 mmHg (63 - 80); TG = 156,0 mg/dL (115,0 - 203,2) vs 131,0 mg/dL (104,0 - 161,0), respectivamente, p < 0,01. Idade, PAS, PAD, TG e CT apresentaram correlação positiva e significante com o VGV: r = 0,171; 0,224; 0,163; 0,278; 0,124; respectivamente, p < 0,005. CONCLUSÃO: Verificou-se uma elevada prevalência de obesidade visceral, estando estatisticamente correlacionada a fatores de risco cardiovasculares.

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 solubilidade de fosfatos naturais em solução de ácido cítrico a 2%, na proporção de 1:200

O fosforo (P2O5) de três amostras de fosfato tricálcico puro e o de farinha de ossos degelatinados apresentou-se totalmente solúvel em solução de acido cítrico a 2%, na proporção de 1 parte, em pêso, de material para 200 partes, em volume, de solução. Por outro lado, o P2O5 dos fosfatos naturais é apenas parcialmente solúvel em solução de acido cítrico a 2%, nas condições citadas. O número de equivalentes miligramas de hidrogênio existente em 200 ml de solução de acido cítrico a 2% e o dobro do necessário para a dissolução tanto de 1,0 grama de fosfato tricálcico como de 1,0 g de fluofosfato de calcio, componente mais importante das rochas fosfatadas. Uma vez que 200 ml de solução de acido cítrico a 2% não solubilizam todo o P2O5 das rochas fosfatadas, deve-se concluir que as suas características físico-químicas (composição química e rede cristalina do componente fosfático, porosidade, grau de finura, etc) diferem das apresentadas pelo fosfato tricálcico, além da possibilidade de ocorrência de outras substâncias (carbonatos), que as tornam menos solúveis. Como conse-qüência, apenas uma fração dos componentes fosfáticos das rochas fosfatadas apresenta um comportamento similar ao fosfato tricálcico, frente à solução de acido cítrico a 2%. Resulta, dessas considerações, a indicação da proporção de 1 grama de rocha fosfatada para 200 ml de solução de acido cítrico a 2% para extração do P2O5 e a interpretação do teor extraído como equivalente ao P2O5 contido no fosfato tricálcico (EFT)

Estudo da distribuição dos pontos de máximo ou de mínimo de equações de regressão de segundo grau

Sabe-se que é comum usar-se a regressão quadrática (Y = a.r² + bX -f- c) para determinar a dose econômica de adubação. O ponto de máximo ou de mínimo será X = - - b/2c , onde b e c possuem distribuição normal. X Teste trabalho cogita-se de estudar a distribuição gerada pelo quociente de duas variáveis pertencentes a uma distribuição normal. Calcularam-se as estatísticas γ1 e γ2 de Fisher, e a elas se aplicou a prova de t. Também se obtiveram os momentos 3.° e 4.°. Os resultados obtidos mostram que na maioria dos casos a distribuição de X se afasta muito da normal.

Tolerância de cultivares de trigo (Triticum aestivum L.) ao alumínio e ao manganês: I. determinação da tolerância ao alumínio

Tendo-se como objetivo a identificação do grau de tolerância ao alumínio de 30 cultivares de trigo, foi realizado um experimento em casa de vegetação, onde as plantas foram desenvolvidas em soluções nutritivas contendo 0,0, 2,5, 5,0, 7,5 e 10,0 ppm de alumínio, por um período de 12 dias. Procedeu-se à análise da variância para os dados de comprimento das raízes e peso da matéria seca das raízes e das partes aéreas, Para cada um dos parâmetros em que o alumínio exerceu efeito significativo, realizou-se uma análise de regressão até o 3º grau, considerando-se a equação significativa de maior grau como representativa. A partir das equações de regressão foram calculadas as concentrações de alumínio necessárias para produzir em cada cultivar 80% do peso da matéria seca das partes aéreas e das raízes e 80% do comprimento das raízes, considerando-se como 100% os valores correspondentes ao tratamento sem alumínio. Os resultados obtidos com o uso dos critérios referidos permitiram classificar os cultivares em 4 grupos de tolerância.

Tolerância de cultivares de trigo (Triticum aestivum L.) ao alumínio e ao manganês: II. determinação da tolerância ao manganês

O objetivo do presente estudo foi identificar em 30 cultivares de trigo o grau de tolerância ao manganês. Para isso, foi realizado um experimento em casa de vegetação onde as plantas foram desenvolvidas em soluções nutritivas 0,0, 8,0, 16,0, 24,0 e 32,0 ppm de manganês, durante um período de 17 dias. Nos dados de peso de matéria seca das raízes e peso da matéria seca das partes aéreas, procedeu se uma análise de variância e nos cultivares onde houve efeitos significativos de um ou outro parâmetro, realiizou-se uma análise de regressão ate o 3º grau, considerando-se a equação significativa de maior grau como representativa. Em função das analises de variância e das equações de regressão obtidas, constatou-se que os cultivares CNTl e Frontana foram suscetíveis ao manganês, Sonora 63 e Maringá medianamente tolerante e as demais (26) tolerantes.

Tolerância de cultivares de trigo (Triticum aestivum L.) ao alumínio e ao manganês: III. influência do alumínio e do grau de tolerância ao alumínio sobre as concentrações de P, Ca e Mg das partes aéreas

Este estudo foi feito visando verificar a influência do Al sobre as concentrações de P, Ca e Mg das partes aéreas e detectar possíveis relações entre as concentrações desses mesmos elementos com o grau de tolerância ao Al de cultivares de trigo. Nas partes aéreas de plantas de 10 cultivares de trigo apresentando tolerância diferencial ao alumínio e desenvolvidas em soluções nutritivas contendo 0,0, 2,5, 5,0, 7,5 e 10,0 ppm de Al foram determinados o P, Ca e Mg. Os resultados mostraram que o grau de tolerância ao Al dos cultivares de trigo não está relacionado com as concentrações de P, Ca e Mg das partes aéreas e que as concentrações desses mesmos elementos se comportam diferentemente em função das concentrações de Al na solução.

Tolerância de cultivares de trigo (Triticum aestivum L.) ao alumínio e ao manganês: IV. influência do manganês e do grau de tolerância ao manganês sobre as concentrações de P, Ca, Mg, Fe, Mn, Zn e Cu das partes aéreas e Ca, Fe e Mn das raízes

Este estudo foi feito com a finalidade de verificar a influência do Mn sobre as concentrações de P, Ca, Mg, Mn, Zn e Cu das partes aéreas e Ca, Fe e Mn das raízes, bem como detectar possíveis relações entre as concentrações dos elementos determinados em ambos os órgãos com o grau de tolerância ao Mn dos cultivares. Concluiu-se que o grau de tolerância ao Mn não está relacionado com as concentrações de P, Ca, Mg, Fe, Mn, Zn e Cu das partes aéreas e Ca, Fe e Mn das raízes e que as concentrações dos elementos determinados em ambos os órgãos se comportam diferentemente em função das concentrações de Mn na solução.

Tolerância de cultivares de trigo (Triticum aestivum L.) ao alumínio e ao manganês: V. influência do alumínio e do manganês e do grau de tolerância a cada elemento na absorção de cálcio

Com base nos parâmetros Vm e Km obtidos de ensaios de cinética de absorção verificou-se a influência do Al e do Mn e do grau de tolerância de cultivares de trigo a cada um desses elementos sobre a absorção de Ca. Utilizaram-se raízes destacadas de plantas com 7 dias de idade de 3 cultivares com tolerância diferencial ao Al (Sonora 63C - suscetível; Yecora - intermediária e IAS 63 - tolerante) e de 3 cultivares com tolerância diferencial ao Mn (CNTl - suscetível; Sonora 63C - intermediária e IAS 55 - tolerante). Foram empregadas 10 soluções experimentais cujas concentrações de CaCl variaram de 5xl0-6M até 2,56xl0-3M, marcadas com 45Ca. Nos ensaios efetuados na presença de Al ou Mn, usaram-se concentrações de 10-4M de AlCl3 ou MnCl2. Os resultados propiciaram as seguintes -conclusões: a) a absorção de Ca se realiza através de 2 mecanismos, um operativo na faixa 1 de concentração de Ca (5x10-6M - 8 x 10-5M) e outro na faixa 2 de concentração (1,6x10-4M - 2,56 x 10-3M); b) na faixa 1 de concentração de Ca a Al e o Mn inibem a absorção do Ca e na faixa 2 inibem ou estimulam a absorção dependendo do cultivar; c) na ausência de Al ou de Mn existem diferenças genéticas na absorção de Ca somente na faixa 2 de concentração de Ca e estas não estão relacionadas com o grau de tolerância ao Al e ao Mn; d) na presença de Al não existem diferenças genéticas na absorção do Ca na faixa 1 de concentração de Ca, porém existem relacionadas ao grau de tolerância ao Al na faixa 2; e) na presença de Mn existem diferenças genéticas na absorção de Ca em ambas as faixas, porém somente na faixa 1 relacionadas ao grau de tolerância ao Mn.

Tolerância de cultivares de trigo (Triticum aestivum L.) ao alumínio e ao manganês: VI. influência do alumínio e do manganês e do grau de tolerância a cada elemento na absorção do fósforo

Com base nos parâmetros Vm e Km obtidos de ensaios de cinética de absorção, verificou-se a influencia do Al e do Mn e do grau de tolerância de cultivares de trigo a cada um desses elementos sobre a absorção de P. Utilizaram-se raízes destacadas de plantas com 7 dias de idade de 3 cultivares com tolerância diferencial ao Al (Sonora 63C - suscetível; Yecora - intermediária e IAS 63 - tolerante) e de 3 cultivares com tolerância diferencial ao Mn (CNTl -suscetível; Sonora 63C - intermediária e IAS 55 - tolerante). Foram empregadas 10 soluções experimentais cujas concentrações de KH2PO4 variaram de 10-6M até 10-4M, marcadas com 32P. Nos ensaios efetuados na presença de Al ou Mn, usaram-se concentrações de 10-4M de AlCl3 ou MnCl2. Concluiu-se que: a) a absorção de P se realiza através de um único mecanismo; b) na ausência ou presença de Al ou de Mn existem diferenças genéticas na absorção do P nao relacionadas com o grau de tolerância aos 2 elementos; 2) o Al e o Mn, mais aquele do que este, estimulam a absorção do P.

Infestação domiciliária em grau extremo por Triatoma infestans

Uma pequena cafua com 4 dependências e sòmente um quarto de dormir, com uma área de 60 [metros quadrados] de paredes internas, construída em 1949, foi reconhecida desde 1951 como uma das mais infestadas por triatomas, no Município de Bambuí. De outrubro a dezembro de 1951 foram nela capturados, por meio de 26 expurgos com pós de pirêtro, 2 505 exemplares de T. infestans e 3 de P. megistus. Em dezembro de 1951 foram recolhidos pelo mesmo processo, em 5 dias seguidos, mais de 4 645 T. infestans e 1 P. megistus. A cafua foi demolida em janeiro de 1955, tendo sido capturados ainda 1 398 T. infestans, perfazendo-se assim, um total de 8 552 barbeiros apanhados em uma única cafua! Observou-se uma baixa das percentagens de infecção de T. infestans por S. cruzi, que de 37,7% em 1951, caiu para 6,5% em 154. Nos indivíduos adultos ela baixou de 61,5% para 9,4%, nas ninfas de 33,3% para 3,5%, diferenças essas que se mostraram estatisticamente significativas. Todos os 6 moradores eram portadores de doença de Chagas; a reação de fixação do complemento foi positiva em todos e o xenodiagnóstico em 4 dêles. O hemograma, feito em 5 dêsses indivíduos, revelou graus variáveis de anemia. Sòmente o chefe da família, um homem de 49 anos, era caso de cardiopatia chagásica crônica, apresentando bloqueio completo de ramo direito. O último filho do casal faleceu aos 14 meses com edema generalizado, sendo possìvelmente um caso de esquizotripanose aguda, embora um único exame a fresco tenha sido negativo, pouco antes da morte.