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.

Análise da variação qualitativa em amostras pequenas

Na aplicação do X2-teste devemos distinguir dois casos : Á) Quando as classes de variáveis são caracterizadas por freqüências esperadas entre p = 0,1 e p = 0,9, podemos aplicar o X2-teste praticamente sem restrição. É talvez aconselhável, mas não absolutamente necessário limitar o teste aos casos nos quais a freqüência esperada é pelo menos igual a 5. e porisso incluimos na Táboa II os limites da variação de dois binômios ( 1/2 + 1/2)n ( 1/4 + 3/4)n para valo r es pequenos de N e nos três limites convencionais de precisão : ,5%, 1% e 0,1%. Neste caso, os valores dos X2 Índividuais têm apenas valor limitado e devemos sempre tomar em consideração principalmente o X2 total. O valor para cada X2 individual pode ser calculado porqualquer das expressôe seguintes: x2 = (f obs - f esp)²> f. esp = ( f obs - pn)2 pn = ( f obs% - p)2.N p% (100 - p%) O delta-teste dá o mesmo resultado estatístico como o X2-teste com duas classes, sendo o valor do X2-total algébricamente igual ao quadrado do valor de delta. Assim pode ser mais fácil às vezes calcular o X2 total como quadrado do desvio relativo da. variação alternativa : x² = ( f obs -pn)² p. (1-p)N = ( f obs - p %)2.N p% (100 - p%) B) Quando há classes com freqüência esperada menor do que p = 0,1, podemos analisar os seus valores individuais de X2, e desprezar o valor X2 para as classes com p maior do que 0,9. O X2-teste, todavia, pode agora ser aplicado apenas, quando a freqüência esperada for pelo menos igual ou maior do que 5 ou melhor ainda, igual ou maior do que 10. Quando a freqüência esperada for menor do que 5, a variação das freqüências observadas segue uma distribuição de Poisson, não sendo possível a sua substituição pela aproximação Gausseana. A táboa I dá os limites da variação da série de Poisson para freqüências esperadas (em números) desde 0,001 até 15. A vantagem do emprego da nova táboa I para a comparação, classe por classe, entre distribuições esperadas e observadas é explicada num exemplo concreto. Por meio desta táboa obtemos informações muito mais detablhadas do que pelo X2-teste devido ao fato que neste último temos que reunir as classes nas extremidades das distribuições até que a freqüência esperada atinja pelo menos o valor 5. Incluimos como complemento uma táboa dos limites X2, pára 1 até 30 graus de liberdade, tirada de um outro trabalho recente (BRIEGER, 1946). Para valores maiores de graus da liberdade, podemos calcular os limites por dois processos: Podemos usar uma solução dada por Fischer: √ 2 X² -√ 2 nf = delta Devem ser aplicados os limites unilaterais da distribuição de Gauss : 5%:1, 64; 1%:2,32; 0,1%:3,09: Uma outra solução podemos obter segundo BRIEGER (1946) calculando o valor: √ x² / nf = teta X nf = teta e procurando os limites nas táboas para limites unilaterais de distribuições de Fischer, com nl = nf(X2); n2 = inf; (BRIEGER, 1946).

Weiterentwicklung der Autogenetischen Konstruktionstheorie (AKT) : Abschlussbericht zum Forschungsvorhaben VA 134/10-2 ; 30. Juli 2013

Sándor Vajna; André Jordan; Konstantin Kittel

Produção, coeficiente de digestibilidade da matéria seca e concentração de nutrientes em Panicum maximum Jacq., em função dos cortes aos 30, 45, 60 e 75 dias de idade

Mudas de capim colonião (Panicum maximum Jacq.) foram transplantadas para uma Terra Roxa Estruturada, serie "Luiz de Queiroz", em Piracicaba, SP, e adubadas na razão de 2,5 g de N (sulfato de amônio), 3,2 g de P2O5 (superfosfato simples) e 1,9 g de K2O (cloreto de potássio) por muda. Cortes foram efetuados aos 35, 45, 60 e 75 dias a 15 cm de altura do solo. No material coletado foram separadas hastes e folhas e determinado o peso da matéria seca, o coeficiente de digestibilidade in vitro e as concentrações de N, P, K, Ca, Mg, S, Cu, Fe, Mn e Zn. O delineamento estatístico foi de blocos ao aca so, com três repetições. Concluíram os autores: 1. a relação haste/folha varia com o envelhecimento da planta. A produção de matéria seca e maior nas hastes do que nas folhas. Há uma relação linear positiva entre o aumento de peso da matéria seca e a idade da planta; 2. o coeficiente de digestibilidade da matéria seca diminui com a idade da planta, não havendo diferenças entre haste e folha; 3. a concentração de N, P, Cu, Fe e Zn diminui com o aumento da idade da planta; 4. a idade da planta não afeta os teores mínimos exigidos pelo animal.

The Ovimbundu of Angola / by Wilfrid D. Hambly --. Frederick H. Rawson-Field Museum Ethnological Expedition to West Africa, 1929-30. 84 plates in photogravure and 1 map. Berthold Laufer -- editor.

v.21:no.2(1934)

Culture areas of Nigeria, by Wilfrid D. Hambly -- Frederick H. Rawson-Field Museum Ethnological Expedition to West Africa, 1929-30. 68 plates in photogravure and 1 map.

v.21:no.3(1935)

Reise nach den Inseln Teneriffa, Trinidad, St. Thomas, St. Crux und Porto-Rico; auf Befehl der französischen Regierung, vom 30. Sept. 1796 bis zum 7. Juni 1789, unter der Leitung des Capitain Baudin unternommen, von Peter Le Dru. Mit Bemerkungen begleitet, nebst einer allgemeinen Ubersicht des ganzen westindischen Archipels, vorzüglich in Rücksicht der Kolonialwaaren, von E. A. W. Zimmermann.

Bd.1 (1811)

Comparação quantitativa da comunidade de aves de um fragmento de floresta semidecidual do interior do Estado de São Paulo em intervalo de 30 anos

Poucos estudos avaliaram em longo prazo a variação no tamanho populacional das espécies de aves em fragmentos florestais. Para avaliar a riqueza e a abundância específica da comunidade de aves de um remanescente de mata semidecidual do interior do Estado de São Paulo, sudeste do Brasil, foi conduzido o censo da avifauna florestal utilizando-se a metodologia de contagem em transecção. Estes resultados foram comparados com levantamento realizado na mesma localidade 30 anos antes, e as aves foram classificadas de acordo com suas categorias alimentares com a finalidade de associá-las à tendência ao aumento/diminuição de suas abundâncias após este intervalo de tempo. Embora tenha havido predominância de espécies com diminuição populacional, todas as categorias tróficas analisadas apresentaram também espécies com aumento em suas abundâncias. A maioria das espécies com propensão a deslocarem-se entre fragmentos apresentou diminuição em suas abundâncias. Sugerimos que, em relação a suas abundâncias específicas, as categorias tróficas são igualmente afetadas pelos processos da fragmentação, e que a regeneração florestal sofrida pelo remanescente pode ter resultado na perda de espécies de bordas. Espécies cujas abundâncias tenham reduzido neste intervalo de tempo podem sofrer extinção local futuramente.

Reise nach den Inseln Teneriffa, Trinidad, St. Thomas, St. Crux und Porto-Rico; auf Befehl der französischen Regierung, vom 30. Sept. 1796 bis zum 7. Juni 1789, unter der Leitung des Capitain Baudin unternommen, von Peter Le Dru. Mit Bemerkungen begleitet, nebst einer allgemeinen Ubersicht des ganzen westindischen Archipels, vorzüglich in Rücksicht der Kolonialwaaren, von E. A. W. Zimmermann.

Bd.2 (1811)

Fatores com influência sobre saúde e conforto de operários em indústria gráfica

O estudo complementa outro, recentemente publicado e que versou, especialmente, sobre as condições de segurança dos operários, em uma grande indústria gráfica, com exame pormenorizado da frequência e causas de acidentes de trabalho, entre eles ocorridos. No presente estudo, adstrito à finalidade de revistar, na mesma indústria. fatores com influência sobre a saúde e o conforto dos operários, os A. A. estendem-se, primeiramente, sobre as condições físicas da atmosfera das diversas oficinas, aquilatadas não só através de inquérito local, visando o insolamento, sistema de ventilação, existência de fontes produtoras de calor, como também através de determinações de temperaturas efetivas e, subsidiàriamente, dos índices fornecidos por práticas de catatermometria sêca e molhada. Indicam os A. A. providências para melhorar a situação de conforto uma vez que as referidas condições físicas da atmosfera nem sempre se mostraram das mais satisfatórias. Fazem referência a causas presentes ou potenciais de poluição atmosférica. E, dando de começo particular relevo às fontes produtoras de poerias e fumos de chumbo nas oficinas de Composição, Fundição, Linotipia e Estereotipia, aludem, desde logo, como fator importante desta poluição, às práticas de limpeza de máquinas e locais, em que se trabalha com liga contendo aquele metal. Revistam como se processa tal limpeza na I. N. e propõem várias correções. Além dessas práticas de limpeza, focalizam, com detalhes, outras oportunidades em que pode haver passagem ao ar dos fumos de sub-óxido de chumbo: a) possivelmente, durante o funcionamento normal de máquinas que trabalham com a liga metálica, sobretudo quando são as temperaturas alcançadas inferiores às que - graças à formação de uma película à superfície do material em estado de fusão - já asseguram obstáculo (na verdade progressivamente crescente) à passagem do tóxico à atmosfera; b) nìtidamente, quando é agitado esse material, como sucede, se não forem alimentadas automáticamente essas máquinas; c)ainda, se não for feito, ao menos em ambiente fechado, o transporte da liga em fusão para os diversos moldes. Embora não dispuzessem, para uma investigação completa, de aparelhamento moderno para coleta de amostras que permitissem a dosagem do chumbo no ar, procuraram os A. A. ter uma visão atual e retrospectiva da possivel ocorrência de saturnismo entre os operários da I.N., através da perquirição, em uma amostra de 113 operários que vinham lidando com o chumbo, do seguinte grupo de sintomas e sinais: orla gengival de Burton, anorexia, nauseas, sabor metálico, constipação, dor epigástrica, cólica intestinal forte, palidez, insônia, cefaléia, tremor e fraqueza dos extensoes antibraquiais, aferida esta pela técnica recomendada por Vigdortschick. Conquanto não tenha sido possivel precisar, exatamente, a época da ocorrência dos sintomas, não deixou de chamar a atenção o fato de, em cotejo com outra amostra de 43 operários não expostos, evidenciar o exame da situação em globo, pelo teste do x², que a exposição ao chumbo teria provavelmente acarretado, para aqueles 113 operários, um conjunto significativo de sintomas e sinais, embora nem todos eles, quando considerados isoladamente, parecessem denunciar associação presente ou passada com a referida exposição. Convindo fazer mais luz sobre o assunto, recorreram os A. A. a prova de laboratório. E, depois de aludirem a várias das que têm sido mais preconizadas, para ao menos indicarem anormalidade na absorção de chumbo, dão as razões por que se deixaram ficar com a dosagem de chumbo na urina. Assinalam os cuidados que tiveram para colheita das amostras individuais de urina (de 100 a 200 ml), na impossibilidade de fazer dosagem em todo o volume eliminado nas 24 horas. Adotaram, para as rferidas análises, o método que empega a ditizona, descrito por Bambach e Burkey, respeitadas todas as exigências referentes à pureza dos reativos, qualidade e limpeza da vidraria e utilizando, para a determinação final de chumbo, o fotômetro de Pulfrich com filtro S 50 e cuba de 20 mm; sempre usaram, ademais, solução padrão de ditizona devidamente calibrada, juntando, a cada série de especimes de urinas examinadas, um tesemunho de água bi-distilada. Os resultados das análises em duas amostras de operários (47 expostos e 27 não expostos ao chumbo) deram médias de eliminação de chumbo (expressas em y por 100 ml) respectivamente de 9,30 ± 0,86 e 5,70 ± 0,75 com os desvios padrões de 5,92 e 3,92. O teste de t, empregado para averiguar se era ou não real a diferença entre as duas médias observadas, deu valor significativo (2,804) mesmo para P = 1%. Um exame mais detido da atividade profissional dos operários, que figuravam nas duas amostras, também escolhidas ao acaso, revelou porém que, tanto em um como no outro grupo, havia alguns que, fora do horário normal de serviço na I.N., exerciam trabalho em oficinas gráficas particulares. Foram assim organizados, para maior precisão, três grupos: a) dos operários expostos ao chumbo, dentro e fora da I.N.; b) dos expostos apenas na I.N.; c) dos não expostos ao tóxico profissional. Comportavam esses grupos, respectivamente 13,29 e 23 operários. Ainda o teste de t revlou diferenças significativas entre as médias de chumbo eliminado na urina (11,66 7,74 e 5,20 y, respectivamente, nos três grupos), quando comparadas a primeira com a segunda; e uma e outracom a terceira. Tomando como termo de referência dados de Kehoe - 10y em 100 ml de urina como taxa média a marcar o limite de segurança para operários expostos ao chumbo, desde que os valores individuais não excedam frequentemente 15y e só raramente 20y (1% nas suas observações) - concluem os A. A. que, para os operários da I.N., só aí em contacto com o tóxico, a taxa média de eliminação mostrou-se relativamente próxima do limiar de segurança, com a agravante de se ter cota acima de 20y em 7% dos operários; parece, assim, recomendavel certo cuidado com esses operários. E, por mais forte razão, para os outros, expostos ao chumbo...

Estudos anatômicos e histológicos sôbre a subfamília Triatominae (Heteroptera, Reduviidae): I. parte: a cabeça do Triatoma infestans

1. A estrutura externa e interna do esqueleto crânico de Triatoma infestans é descrita e microanatomia da cabeça é apresentada por meio de uma série de cortes transversais. Surgem algumas observações que estão em contradição aos dados da literatura mais nova (posição dos côndilos da cabeça posterior; pontos de origem de alguns músculos, tendão bem desenvolvido da bomba salivar, etc.). 2. Os órgãos da cabeça que servem diretamente ou indiretamente à alimentação são examinados detalhadamente: Tentório, faringe, aparelho salivar, partes bucais (mandíbulas, maxilas e lábio) e músculos sa cabeça. É explicado que a estrutura de algumas partes é mais fácil de ser compreendida quando ela é considerada como resultado de invaginações e evaginações. Dentro desta descrição não é referida a filogenia das partes do esqueleto. 3. O tentório sòmente serve à fixação das partes internas da cabeça mas sim também á condução dos estiletes. Trata-se de uma invaginação da parede crãnica anterior cujo lume pode ser comprovado. 4. Por meio dos resultados microanatômicos e das observações "in vivo" em larvas de bactrodes, é demonstrado o mecanismo do engulhamento. 5. O aparelho salivar é explicado como invaginação complicada do fundo da hipofaringe. 6. O pistilo da bomba salivar possui um tendão, no qual o retrator insere-se em forma de penas. A contra-inserção encontra-se exclusivamente na parte posterior do tentório. 7. A cúpula da bomba tem uma válvula de entrada e outra de saída. Em frente do desembocamento do canal condutor encontra-se uma segunda válvula que aparentemente impede um flutuamento da saliva já injetada na maxila para dentro do canal condutor. 8. A cúpula possui em frente e em baixo do canal produtor de saliva um aumento secundário que representa o começo da invaginação do aparelho salivar e deve ser considerado funcionalmente como reservatório equilibrador. 9. As mandíbulas têm para o protrator uma alavanca de articulação que reforça o efeito do músculo. A alavanca mostra-se como parte final posterior e engrossada do desdobramento do tentório que daqui em diante deve ser chamado "invaginação". A alavanca insere-se por intermédio de um arco de tonofibrilas indiretamente na parte final da mandíbula. Esta inserção é apresentada por uma reconstrução (fig. 35). O retrator da mandíbula insere-se como um tendão na parede do canal do tentório colada á mandíbula. O retrator tem a sua contra-inserção na parede superior e posterior da cabeça. 10. A inserção dos protratores das maxilas também é indireta (mas se malavanca de articulação, veja reconstrução em fig. 36), a dos retratores é direita. o contra-inserção dêstes últimos encontra-se na parede superior e posterior da cabeça. 11. As pontas das mandíbulas são especializadas numa forma que na picada fecham os dois canais (canal de alimentação e de saliva) abrindo-se sòmente no momento da sucção. (fig. 30). 12. Ao contrário aos dados de literatura, é observado que o aparelho salivar tem função própria e que a secreção é expelida através do canal salivar maxilar.

A doença de Chagas em Minas Gerais: esbôco crítico dos trabalhos publicados até 1951

O grande impulso que têm tornado, nestes últimos anos, as investigações sôbre a doença de Chagas, não sòmente em Minas Gerais, como também em outros Estados do Brasil e países do novo continente atingidos pela endemia; o interêsse cada vez mais crescente por parte dos médicos em geral e a facilidade com que vêm sendo por êles assimiladas as recentes contribuições ao estudo desta entidade mórbida; a importância médico-social e a repercussão econômica que tem sido atribuída à esquizotripanose como fator de letalidade e de incapacidade relativa ou total para o trabalho, depois de conhecidos os resultados de inquéritos clínico-epidemiológicos realizados em zonas infestadas por triatomíneos; a recente adoção, por parte das autoridades responsáveis pela saúde publica, de medidas concretas de contrôle da doença pelo combate aos seus transmissores domiciliares, por meio de inseticidas de ação residual aplicados em larga escala; e, principalmente, a escassez de trabalhos de conjunto e de fácil acesso, com referencias bibliográficas adequadas e extensas, que facilitassem aos não especializados no assunto, o conhecimento e a consulta das investigações já realizadas sôbre êste importante problema de medicina tropical; tais são os principais motivos que sugeriram a elaboração de um esbôço crítico do desenvolvimento dos trabalhos até agora publicados sôbre a esquizotripanose em Minas Gerais. De fato, foi aí descoberta a nova entidade mórbida do homem, foram aí estudados e esclarecidos problemas relativos à etiologia, epidemiologia, aspectos clínicos e anatomo-patológicos da esquizotripanose, foram aí realizadas investigações experimentais e desenvolvidos métodos de profilaxia, constituindo, em conjunto, os trabalhos realizados sôbre a esquizotripanose em Minas Gerais, fundamentados nos alicerces sólidos legados pelo seu grande descobridor, uma obra verdadeiramente monumental, que tanto orgulha e engrandece a ciência latino-americana. Os trabalhos publicados sôbre a doença de Chagas em Minas Gerais, compreendendo tôdas as inves tigações aí realizadas e as contribuições que com material procedente do Estado se realizaram fora dêle, foram divididos em cinco grandes grupos: l.º) — Trabalhos realizados em Lassance 2.º) — Trabalhos realizados em Bambuí 3.º) — Trabalhos realizados em Belo Horizonte 4.º) — Trabalhos realizados em outras zonas do Estado 5.º) — Profilaxia da doença de Chagas em larga escala. I) — Os trabalhos realizados em Lassance cobrem um longo período de quase 30 anos, período êsse que vai desde 1909, data da descoberta de um novo tripanosoma e da descrição da nova entidade mórbida do homem feita por CHAGAS, ate 1936, data da publicação de trabalhos de pesquisadores de Manguinhos, apresentados no ano anterior à Nona Reunião da Sociedade Argentina de Patologia Regional convocada em homenagem à memória do grande tropicalista brasileiro CARLOS CHAGAS. Pràticamente, as pesquisas desenvolvidas em Lassance e os trabalhos realizados com o abundante material que de lá foi canalizado para o Instituto Oswaldo Cruz — investigações condensadas em uma centena de publicações — foram feitas por CHAGAS e colaboradores durante a vida do descobridor da esquizotripanose. Neste período, CHAGAS e pesquisadores que, sob sua orientação, trabalharam em Lassance e Manguinhos, descreveram a nova doença nas suas diversas...