Sincronia e função ventricular esquerda em pacientes pediátricos portadores de marca-passo definitivo

FUNDAMENTO: A estimulação crônica do ventrículo direito (EVD) induz um padrão de contração dessincronizado, produzindo assincronia interventricular e intraventricular. Muitos estudos têm mostrado a relação entre EVD e a forma e função ventricular esquerda (VE) comprometida. OBJETIVO: O objetivo deste estudo foi avaliar a sincronia e a função do VE em pacientes pediátricos que receberam EVD em comparação com aqueles que receberam estimulação do VE (EVE). MÉTODOS: As funções sistólica e diastólica e a sincronia do VE foram avaliadas em 80 pacientes pediátricos com bloqueio atrioventricular total não cirúrgico ou pós-cirúrgico, com estimulação a partir do endocárdio do ventrículo direito (VD) (n = 40) ou do epicárdio do VE (n = 40). Foram analisados dados ecocardiográficos obtidos antes da implantação do marca-passo, imediatamente após a implantação, e no final de um acompanhamento médio de 6,8 anos. RESULTADOS: A função diastólica do VE não se alterou em nenhum dos pacientes durante o acompanhamento. A função sistólica ventricular esquerda foi preservada nos pacientes que receberam EVE. No entanto, a fração de encurtamento e a fração de ejeção diminuíram de medianas de 41% ± 2,6% e 70% ± 6,9% antes da implantação para 32% ± 4,2% e 64% ± 2,5% (p < 0,0001 e p < 0,0001), respectivamente, no acompanhamento final. O atraso mecânico interventricular foi significativamente maior com a EVD (66 ± 13 ms) do que com a EVE (20 ± 8 ms). Da mesma forma, nos dois grupos houve uma diferença significativa entre os seguintes parâmetros: atraso mecânico do VE (EVD: 69 ± 6 ms, EVE: 30 ± 11 ms, p < 0,0001); atraso septo-lateral (RVP: 75 ± 19 ms, LVP: 42 ± 10 ms, p < 0,0001) e atraso septo-posterior (EVD: 127 ± 33 ms, EVE: 58 ± 17 ms, p < 0,0001). CONCLUSÃO: Quando comparado ao endocárdio do VD, o epicárdio do VE é um local ideal para a estimulação para preservar a sincronia e a função cardíaca.

Função Atrial Esquerda Prejudicada Associada com a Fibrilação Atrial Paroxística na Hipertensão

Fundamento: A hipertensão arterial é o fator de risco mais prevalente e modificável para a fibrilação atrial. A sobrecarga de pressão no átrio esquerdo induz alterações fisiopatológicas que ocasionam alterações na função contrátil e nas propriedades elétricas. Objetivo: Nesse estudo, o objetivo foi avaliar a função do átrio esquerdo em pacientes hipertensos para determinar a associação entre a função atrial esquerda e a fibrilação atrial paroxística (FAP). Método: Foram estudados 57 pacientes hipertensos (idade: 53 ± 4 anos, fração de ejeção do ventrículo esquerdo: 76 ± 6,7%), incluindo 30 pacientes consecutivos com FAP e 30 indivíduos de controle pareados por idade. Os volumes do átrio esquerdo (AE) foram medidos através do método biplano de Simpson modificado. Foram determinados três tipos de volume do AE: volume máximo do AE (AEVmax), contração atrial prematura do AE (AEVpreA) e volume mínimo do AE (AEVmin). Foram calculadas as funções de esvaziamento do AE. Volume total de esvaziamento do AE = AEVmax - AEVmin e a FEtotal do AE = (AEVmax - AEVmin)/AEVmax, volume de esvaziamento passivo do AE = AEVmax-AEVpreA, e a FE do AE = (AEVmax - AEVpreA)/AEVmax, o volume de esvaziamento ativo do AE = AEVpreA- AEVmin e a FE ativa do AE = (AEVpreA - AEVmin)/AEVpreA. Resultados: O período hipertenso é maior no grupo de hipertensos com FAP. O AEVmax aumentou significativamente no grupo de hipertensos com FAP quando comparado ao grupo de hipertensos sem FAP (p = 0,010). A FEAE diminuiu significativamente no grupo de hipertensos com FAP em comparação com o grupo de hipertensos sem FAP (p = 0,020). A' diminuiu no grupo de hipertensos com FAP quando comparado com hipertensos sem FAP (p = 0,044). Conclusão: O volume aumentado do AE e função de esvaziamento ativa do AE prejudicada foram associados com a FAP em pacientes hipertensos não tratados. Um período hipertenso mais longo está associado com a FAP.

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.

Domácias nas angiospermas: variações na forma e na localização

O presente trabalho versa sobre alguns tipos novos de domácia encontrados em 10 espécies de 10 gêneros, distribuídos por entre 9famílias, e que apresentam variações na forma e localização. As domácias foram encontradas na face inferior das folhas e folíolos, com excessão de Oxalis sp. que se situam na face superior, bem na região de sua inserção com o pecíolo. Os tipos de domácias estudados podem ser assim caracterizados: a) Em "tufo de pêlos" variando quanto à localização: 1. Nos folíolos de Schinus terebinthifolius Raddi, ladeando as nervuras de 2.ª ordem. 2. Nas folhas de Bauhinia forficata Link., na base das nervuras que se irradiam das glândulas. 3. Nas folhas de Hura crepitans L., ladeando os primeiros pares de nervuras secundárias, a partir da base. 4. Nas folhas de Jacaratia dodecaphylla A. DC. formando um anel pelífero na região de inserção dos folíolos. 5. Nas folhas de Plumeria lutea R. P., formando uma fileira de pêlos em ambos os lados da nervura principal. 6. Nas folhas de Fuchsia integrifolia Camb., ladeando a nervura principal até 1/3 de seu comprimento. 7. Nas folhas de Oxalis sp. formando um pincel na região de encontro dos folíolos com o pecíolo. b) Em "fenda", com bordos peliferos e nova localização: 1. Nas folhas de Cedrela mexicana Roem., localizando-se geralmente na axila do 3.° par de nervuras secundárias, ora à esquerda e ora à direita. 2. Em Norantea brasiliensis Choisy., as domácias são pequenas, em grande número, distribuindo-se pela área do limbo, ao longo dos bordos da folha, em duas fileiras ar-queadas. c) Em forma de "cavidades": 1. Na base dos folíolos de Schinus terebinthifolius Raddi. d) Variando quanto à forma e localização: 1. Em Lithraea molleoides Engl., aparecendo como novo tipo de domácia, formada pela curvatura dos ápices das asas do pecíolo na face ventral, originando duas pequenas câmaras conchóides, uma de cada lado. e) Sobre a nervura principal: 1. Nas folhas de Cedrela mexicana Roem, ao longo da nervura principal ocorrem domácias em forma de cavidades razas.

Contribuição ao estudo da morfologia da bananeira (Musa spp): posição das gemas nas bases das bainhas foliares da planta

O presente trabalho foi realizado em Piracicaba, São Paulo, Brasil. Os autores fizeram observações sôbre a posição que as gemas ocupam na base das bainhas das fôlhas da bananeira e às quais estão associadas. Utilizaram o cultivar Musa (Grupo AAA, Sub-Grupo Cavendish) "Nanicão", classificado de acôrdo com a nomenclatura de SIMMONDS (1966). Chegaram às seguintes conclusões: 1. As gemas associadas às bases das bainhas foliares estão colocadas em sua metade esquerda. 2. A metade direita das bainhas encobre as gemas colocadas mais internamente no caule da bananeira. 3. A disposição das gemas no caule é função da filotaxia da planta.

Alterações na ictiocenose do rio Forqueta em função da instalação da Pequena Central Hidrelétrica Salto Forqueta, Putinga, Rio Grande do Sul

Este estudo teve como objetivo verificar alterações na taxocenose de peixes devido à instalação da Pequena Central Hidrelétrica Salto Forqueta no curso do rio Forqueta. A área de estudo localiza-se na bacia hidrográfica do rio Taquari, entre os municípios de Putinga (margem esquerda do rio) e São José do Herval (margem direita do rio). O estudo abrangeu quatro etapas: Etapa I - dez/2000 a fev/2002 (anterior ao represamento), Etapa II - dez/2002 a jan/2004 (primeiro ano subseqüente ao represamento), Etapa III - maio/2004 a abr/2005 (segundo ano após o represamento) e Etapa IV - maio/2005 a jul/2006 (terceiro ano após o represamento). As amostragens foram realizadas com redes de espera de malhas diversas. Foram registradas 28 espécies na Etapa I, 21 espécies na Etapa II, 19 espécies na Etapa III e 18 espécies na Etapa IV, sendo que as maiores taxas de abundância nas quatro etapas de monitoramento variaram entre as espécies Astyanax spp., Hemiancistrus punctulatus Cardoso & Malabarba, 1999, Steindachnerina biornata (Pearson, 1924), Oligosarcus jenynsii (Günther, 1864) e Geophagus brasiliensis (Quoy & Gaimard, 1824). Verificaram-se diversas alterações na ictiocenose local, porém, as alterações não se mostraram estatisticamente significativas.

Grau de compactação e retenção de água de Latossolos submetidos a diferentes sistemas de manejo

Os estudos do processo de compactação do solo têm envolvido, mais recentemente, alguns ensaios freqüentemente usados na área de mecânica dos solos. Procurando melhor entendimento da aplicação do ensaio de Proctor normal para fins agrícolas, este estudo teve como objetivo avaliar a curva de compactação do solo, obtida por meio deste ensaio, e o efeito do grau de compactação na curva característica de água do solo. No desenvolvimento deste estudo, foram utilizados um Latossolo Roxo (LR), um Latossolo Vermelho-Amarelo (LV) e um Latossolo Vermelho-Escuro (LE), sob três tipos de manejo: cultura anual, pastagem e mata natural, situados no município de Lavras (MG). A umidade ótima de compactação média do LR (0,31 kg kg-1) foi maior do que a do LV (0,22 kg kg-1) e a do LE (0,25 kg kg-1) para as três condições de manejo. Para o LV e para o LE, a densidade do solo máxima aumentou na seguinte ordem: cultura anual, pastagem e mata natural (para o LV, 1,92; 1,94 e 1,95 kg dm-3, respectivamente, e para o LE 1,89; 1,91 e 1,96 kg dm-3, respectivamente); já para o LR, a densidade do solo máxima aumentou na seguinte ordem: mata natural, cultura anual e pastagem (1,83; 1,92 e 1,93 kg dm-3, respectivamente). As curvas características de água do solo foram deslocadas em virtude da variação do grau de compactação. Tais curvas, obtidas para os graus de compactação situados no ramo úmido e no ramo seco, apresentaram tendência de se deslocarem para a direita e para a esquerda, respectivamente, em relação às curvas características de água do solo para o grau de compactação 100%. Para sucções menores do que 10 kPa, 93% das curvas características de água do solo ficaram à direita da curva característica de água para o grau de compactação igual a 100%. Tanto no ramo seco como no ramo úmido, com o aumento do grau de compactação, percebeu-se a diminuição da água disponível às plantas nos três tipos de solo e para todas as condições de manejo.

Evolução do processo erosivo na margem direita do rio São Francisco (Perímetro Irrigado Cotinguiba/Pindoba - SE)

A erosão das margens de um rio causa a destruição das áreas ribeirinhas, contribui para a degradação de grandes áreas e produz efeitos catastróficos para o ambiente, ocorrendo a ruptura do equilíbrio ambiental. Este trabalho teve como objetivo quantificar as taxas de recuo da margem direita do rio São Francisco em três seções localizadas no Perímetro Irrigado Cotinguiba/Pindoba - Baixo São Francisco Sergipano - no período de fevereiro de 1999 a julho de 2000 e estudar as possíveis causas do processo. Para quantificar as taxas erosivas, foram utilizados os métodos dos pinos e das estacas e para descrever o processo erosivo foi utilizado o método das perfilagens sucessivas. As taxas anuais de erosão (recuo da margem), obtidas nas três seções da margem estudada, foram de 8,30m na seção A; 47,30m na seçãoB e 4,45m na seçãoC. A variação das taxas de erosão foi influenciada, principalmente, pela composição granulométrica das camadas que compõem a face da margem e altura do barranco, como também pela associação dos dados climáticos e hidrológicos - velocidade do vento, amplitude mensal da cota, cota máxima mensal e velocidade do fluxo próxima à margem.

Podem as pedagogias críticas sustar as políticas de direita?

Grande parte da literatura sobre "pedagogias críticas" tem sido política e teoricamente importante e nos ajudou a avançar em várias frentes. Com muita freqüência, no entanto, ela não tem sido relacionada o bastante com os modos pelos quais o atual movimento em direção ao que pode ser mais bem chamado de "modernização conservadora" alterou o senso comum e transformou as condições materiais e ideológicas que cercam o ensino. Desse modo, ela às vezes torna-se uma forma do que pode ser mais bem chamado de retórica do "romantismo das possibilidades", na qual a linguagem da possibilidade substitui uma análise habilidosa e consistente do que realmente é o equilíbrio de forças e o que é necessário para mudar as políticas neoliberais e neoconservadoras na alfabetização e em toda a esfera da educação. Examino os modos pelos quais o terreno social e cultural da política e do discurso educacionais tem sido alterado "in loco", por assim dizer. Afirmo que precisamos estabelecer conexões mais próximas entre nossos discursos teóricos e críticos, de um lado, e as transformações reais que estão atualmente deslocando políticas e práticas educacionais para direções fundamentalmente de direita, de outro. Desse modo, parte da minha discussão é conceitual e política; mas parte dela precisará ser de natureza empírica para que eu possa ordenar o que se conhece sobre os efeitos reais e materiais do deslocamento para a direita na educação.

L'esquerda ecològica: residus industrials i geografia humana

L'article presenta una visió global de la problemitica dels residus industrials des d'una doble perspectiva que destaca el caracter sbcioterritorial dels impactes, associats a la seva preskncia en el medi, i els conflictes que s'esdevenen entorn a les opcions de gestió actualment vigents. Després d'examinar els residus en relació amb la producció industrial, i la producció i "eliminació", dels residus industrials des de la dimensió territorial, es fa un reph de les polítiques de gestió, sobre la base de diferents palsos productors, i s'estudien les implicacions socio-polítiques dels models de gestió, tot centrant-se en l'analisi de les iniciatives ciutadanes alemanyes i de les mobilitzacions a Catalunya en resposta al cepla Director per a la Gestió dels Residus Industrials a Catalunyau. A les conclusions s'enceta una reflexió a l'entorn de la recerca en Geografia Humana i l'anilisi dels residus industrials, i es plantegen les implicacions tebriques i epistemologiques de cara a una visió social dels problemes ambientals.

Manipulação de carga e movimento de nitrato em horizontes B de um Latossolo Vermelho

O objetivo deste trabalho foi avaliar a influência do pH e da adição de carbonatos, fosfatos e sulfatos na movimentação do nitrato, em colunas constituídas do horizonte subsuperficial de um Latossolo Vermelho Acriférrico. Os experimentos foram realizados de acordo com a técnica do deslocamento miscível. Utilizaram-se como pulso de nitrato soluções de KNO3 a 10 ou 40 mmol L-1. Em cada coluna, foram obtidas curvas de transposição do elemento. A carga líquida do solo nos diferentes tratamentos variou de - 24,0 a +35,0 mmol c L-1. Nos tratamentos que receberam adição de ácido clorídrico, ácido clorídrico + fosfato, carbonato + fosfato e sulfato, as recuperações de nitrato foram maiores do que o total aplicado no pulso. As adições de carbonatos, fosfato e sulfato favoreceram a lixiviação de nitrato, e deslocaram as curvas de transposição para a esquerda. A acidificação do solo retardou o deslocamento do nitrato, e deslocaram as curvas de transposição para a direita. A movimentação de nitrato no solo foi mais influenciada pelo pH do meio, pela presença de carbonatos, fosfatos e sulfatos, do que pela força iônica do pulso.

Metodologia para análise de adaptabilidade e estabilidade por meio de regressão quantílica

O objetivo deste trabalho foi desenvolver e validar uma metodologia de análise da adaptabilidade e da estabilidade fenotípica baseada em regressão quantílica (RQ). Para tanto, foram simulados valores fenotípicos com distribuição simétrica e com distribuição assimétrica à direita e à esquerda, com ou sem a presença de "outliers". A metodologia proposta foi aplicada a um conjunto de dados provenientes de um experimento com 92 genótipos de alfafa (Medicago sativa), avaliados em 20 ambientes, e comparada às metodologias de Eberhart & Russell e de regressão não paramétrica. A metodologia da RQ proporcionou resultados iguais ou superiores aos obtidos com as metodologias alternativas avaliadas. No entanto, a ocorrência de resultados discordantes entre as metodologias evidencia a importância de se avaliar a simetria na distribuição dos valores fenotípicos. Para distribuições simétricas, na presença de "outliers", deve-se utilizar a RQ com valor de quantil estimado (τ) em 0,50; na ausência de "outliers", pode-se utilizar tanto a metodologia de Eberhart & Russell quanto a RQ (τ = 0,50). Para distribuições assimétricas, indica-se o uso da RQ com τ = 0,25, para assimetria à direita, e com τ = 0,75, para assimetria à esquerda, independentemente da presença de "outliers".

Ocorrência e distribuição geográfica do bacurizeiro

O bacurizeiro é espécie frutífera promissora, devido as amplas possibilidades que apresenta como planta de uso múltiplo (madeira e fruto), podendo vir a se constituir, em breve, em nova alternativa de cultura perene para a Amazônia. A ocorrência e a distribuição geográfica do bacurizeiro, apresentadas neste trabalho, baseiam-se em grande parte nos levantamentos sobre vegetação efetuados pela Comissão Executora do Projeto Radambrasil, por levantamentos em herbários, além de informações em inventários florísticos contidos na literatura. O objetivo deste trabalho foi registrar a distribuição geográfica do bacurizeiro, visando a estudos de disponibilidade genética e coleta de material para definir procedimentos adequados para seu cultivo e conseqüente redução de pressão sobre as populações nativas. Não existem dúvidas sobre a origem amazônica do bacurizeiro, sendo encontrado, no início do século vinte, tanto na margem esquerda como na margem direita do Rio Pará, abundante na costa sudeste da ilha do Marajó, onde se constitui em árvore característica das matas marginais. Em toda a Amazônia, a área de maior concentração da espécie é o estuário do Rio Amazonas. Do Estado do Pará, dispersou-se em direção ao nordeste do Brasil, alcançando os cerrados e chapadões dos Estados do Maranhão e Piauí. Na direção sul, a dispersão atingiu os Estados de Tocantins e Mato Grosso, chegando a romper as fronteiras do Brasil. Na direção norte, atingiu o Estado do Amapá, ocorrendo também, embora de forma rara, no Estado do Amazonas.

Método não destrutivo para determinação da área foliar da videira, cultivar BRS-Violeta

Este trabalho teve por objetivo avaliar as combinações entre o comprimento das nervuras secundárias e principal de folhas na estimativa da área foliar da videira cultivar BRS-Violeta. Realizou-se a coleta aleatória de 200 folhas intactas e completamente desenvolvidas, em uma área de cultivo experimental. Determinaram-se a área foliar real (AFR) e o comprimento das nervuras secundárias (esquerda - direita) e principal. Obtiveram-se três regressões com seus coeficientes de determinação para a identificação da relação mais precisa, considerando o comprimento da nervura principal (CNP), o somatório do comprimento das nervuras secundárias (SCNS) e o somatório entre o comprimento das nervuras secundárias e o comprimento da nervura principal (SCNSP), como variáveis independentes. A AFR foi considerada variável dependente nas três regressões. Observou-se que a relação entre AFR x SCNS proporcionou o maior coeficiente de determinação (0,87). A área foliar estimada pela equação obtida pela relação AFR x SCNS garantiu uma precisão de 87%, segundo a relação entre AFR x AFE (área foliar estimada). Portanto, conclui-se que a área foliar da videira cultivar BRS-Violeta pode ser estimada pela equação y = 0,2169 (SCNS)² + 5,3642 (SCNS) - 34,725, com precisão satisfatória.