Medidas morfofuncionais do coração obtidas por ressonância magnética em brasileiros

FUNDAMENTO: Medidas ainda hoje utilizadas como referência na ressonância magnética cardíaca foram obtidas principalmente de estudos realizados em populações norte-americanas e europeias. OBJETIVO: Obter medidas do diâmetro diastólico, diâmetro sistólico, volume diastólico final, volume sistólico final, fração de ejeção e massa miocárdica dos ventrículos esquerdo e direito em brasileiros. MÉTODOS: Foram submetidos à ressonância magnética cardíaca, utilizando técnica de precessão livre em estado de equilíbrio, 54 homens e 53 mulheres, com idade média de 43,4 ± 13,1 anos, assintomáticos, sem cardiopatias. RESULTADOS: As médias e os desvios padrão dos parâmetros do ventrículo esquerdo foram: diâmetro diastólico = 4,8 ± 0,5 cm; diâmetro sistólico = 3,0 ± 0,6 cm; volume diastólico final = 128,4 ± 29,6 mL; volume sistólico final = 45,2 ± 16,6 mL; fração de ejeção = 65,5 ± 6,3%; massa = 95,2 ± 30,8 g. Para o ventrículo direito, foram: diâmetro diastólico = 3,9 ± 1,3 cm; diâmetro sistólico = 2,5 ± 0,5 cm; volume diastólico final = 126,5 ± 30,7 mL; volume sistólico final = 53,6 ± 18,4 mL; fração de ejeção = 58,3 ± 8,0% e massa = 26,1 ± 6,1 g. As massas e os volumes foram significativamente maiores nos homens, exceto para o volume sistólico final do ventrículo esquerdo. A fração de ejeção do ventrículo direito foi significativamente maior nas mulheres. Houve correlação significativa e inversa do volume sistólico do volume direito com o aumento da idade. CONCLUSÃO: Este estudo descreveu, pela primeira vez, medidas cardíacas obtidas pela ressonância magnética cardíaca em brasileiros assintomáticos, sem cardiopatias, mostrando diferenças de acordo com o gênero e a idade.

A determinação dos números de indivíduos mínimos necessários na experimentação genética

The main object of the present paper consists in giving formulas and methods which enable us to determine the minimum number of repetitions or of individuals necessary to garantee some extent the success of an experiment. The theoretical basis of all processes consists essentially in the following. Knowing the frequency of the desired p and of the non desired ovents q we may calculate the frequency of all possi- ble combinations, to be expected in n repetitions, by expanding the binomium (p-+q)n. Determining which of these combinations we want to avoid we calculate their total frequency, selecting the value of the exponent n of the binomium in such a way that this total frequency is equal or smaller than the accepted limit of precision n/pª{ 1/n1 (q/p)n + 1/(n-1)| (q/p)n-1 + 1/ 2!(n-2)| (q/p)n-2 + 1/3(n-3) (q/p)n-3... < Plim - -(1b) There does not exist an absolute limit of precision since its value depends not only upon psychological factors in our judgement, but is at the same sime a function of the number of repetitions For this reasen y have proposed (1,56) two relative values, one equal to 1-5n as the lowest value of probability and the other equal to 1-10n as the highest value of improbability, leaving between them what may be called the "region of doubt However these formulas cannot be applied in our case since this number n is just the unknown quantity. Thus we have to use, instead of the more exact values of these two formulas, the conventional limits of P.lim equal to 0,05 (Precision 5%), equal to 0,01 (Precision 1%, and to 0,001 (Precision P, 1%). The binominal formula as explained above (cf. formula 1, pg. 85), however is of rather limited applicability owing to the excessive calculus necessary, and we have thus to procure approximations as substitutes. We may use, without loss of precision, the following approximations: a) The normal or Gaussean distribution when the expected frequency p has any value between 0,1 and 0,9, and when n is at least superior to ten. b) The Poisson distribution when the expected frequecy p is smaller than 0,1. Tables V to VII show for some special cases that these approximations are very satisfactory. The praticai solution of the following problems, stated in the introduction can now be given: A) What is the minimum number of repititions necessary in order to avoid that any one of a treatments, varieties etc. may be accidentally always the best, on the best and second best, or the first, second, and third best or finally one of the n beat treatments, varieties etc. Using the first term of the binomium, we have the following equation for n: n = log Riim / log (m:) = log Riim / log.m - log a --------------(5) B) What is the minimun number of individuals necessary in 01der that a ceratin type, expected with the frequency p, may appaer at least in one, two, three or a=m+1 individuals. 1) For p between 0,1 and 0,9 and using the Gaussean approximation we have: on - ó. p (1-p) n - a -1.m b= δ. 1-p /p e c = m/p } -------------------(7) n = b + b² + 4 c/ 2 n´ = 1/p n cor = n + n' ---------- (8) We have to use the correction n' when p has a value between 0,25 and 0,75. The greek letters delta represents in the present esse the unilateral limits of the Gaussean distribution for the three conventional limits of precision : 1,64; 2,33; and 3,09 respectively. h we are only interested in having at least one individual, and m becomes equal to zero, the formula reduces to : c= m/p o para a = 1 a = { b + b²}² = b² = δ2 1- p /p }-----------------(9) n = 1/p n (cor) = n + n´ 2) If p is smaller than 0,1 we may use table 1 in order to find the mean m of a Poisson distribution and determine. n = m: p C) Which is the minimun number of individuals necessary for distinguishing two frequencies p1 and p2? 1) When pl and p2 are values between 0,1 and 0,9 we have: n = { δ p1 ( 1-pi) + p2) / p2 (1 - p2) n= 1/p1-p2 }------------ (13) n (cor) We have again to use the unilateral limits of the Gaussean distribution. The correction n' should be used if at least one of the valors pl or p2 has a value between 0,25 and 0,75. A more complicated formula may be used in cases where whe want to increase the precision : n (p1 - p2) δ { p1 (1- p2 ) / n= m δ = δ p1 ( 1 - p1) + p2 ( 1 - p2) c= m / p1 - p2 n = { b2 + 4 4 c }2 }--------- (14) n = 1/ p1 - p2 2) When both pl and p2 are smaller than 0,1 we determine the quocient (pl-r-p2) and procure the corresponding number m2 of a Poisson distribution in table 2. The value n is found by the equation : n = mg /p2 ------------- (15) D) What is the minimun number necessary for distinguishing three or more frequencies, p2 p1 p3. If the frequecies pl p2 p3 are values between 0,1 e 0,9 we have to solve the individual equations and sue the higest value of n thus determined : n 1.2 = {δ p1 (1 - p1) / p1 - p2 }² = Fiim n 1.2 = { δ p1 ( 1 - p1) + p1 ( 1 - p1) }² } -- (16) Delta represents now the bilateral limits of the : Gaussean distrioution : 1,96-2,58-3,29. 2) No table was prepared for the relatively rare cases of a comparison of threes or more frequencies below 0,1 and in such cases extremely high numbers would be required. E) A process is given which serves to solve two problemr of informatory nature : a) if a special type appears in n individuals with a frequency p(obs), what may be the corresponding ideal value of p(esp), or; b) if we study samples of n in diviuals and expect a certain type with a frequency p(esp) what may be the extreme limits of p(obs) in individual farmlies ? I.) If we are dealing with values between 0,1 and 0,9 we may use table 3. To solve the first question we select the respective horizontal line for p(obs) and determine which column corresponds to our value of n and find the respective value of p(esp) by interpolating between columns. In order to solve the second problem we start with the respective column for p(esp) and find the horizontal line for the given value of n either diretly or by approximation and by interpolation. 2) For frequencies smaller than 0,1 we have to use table 4 and transform the fractions p(esp) and p(obs) in numbers of Poisson series by multiplication with n. Tn order to solve the first broblem, we verify in which line the lower Poisson limit is equal to m(obs) and transform the corresponding value of m into frequecy p(esp) by dividing through n. The observed frequency may thus be a chance deviate of any value between 0,0... and the values given by dividing the value of m in the table by n. In the second case we transform first the expectation p(esp) into a value of m and procure in the horizontal line, corresponding to m(esp) the extreme values om m which than must be transformed, by dividing through n into values of p(obs). F) Partial and progressive tests may be recomended in all cases where there is lack of material or where the loss of time is less importent than the cost of large scale experiments since in many cases the minimun number necessary to garantee the results within the limits of precision is rather large. One should not forget that the minimun number really represents at the same time a maximun number, necessary only if one takes into consideration essentially the disfavorable variations, but smaller numbers may frequently already satisfactory results. For instance, by definition, we know that a frequecy of p means that we expect one individual in every total o(f1-p). If there were no chance variations, this number (1- p) will be suficient. and if there were favorable variations a smaller number still may yield one individual of the desired type. r.nus trusting to luck, one may start the experiment with numbers, smaller than the minimun calculated according to the formulas given above, and increase the total untill the desired result is obtained and this may well b ebefore the "minimum number" is reached. Some concrete examples of this partial or progressive procedure are given from our genetical experiments with maize.

Sôbre um sistema de equações relativas a um modêlo matemático de populações de Himenópteros endogâmicos

This paper deals with the solution of a system of equations relating with a mathematical model of populations of endogamic Hymenoptera. The Author proves that, unless inequality (5.1) 4R5 + 8R R4 - 4R R³ + 8R² (R -1) R² - A a A a A a a A - R² (4R² + 4R - 1) R +2R³ < 0 a a A a is satisfied, one of the genes is eliminated from the population. He shows that the relative frequencies of different kinds of matings in the population can be obtained when the root R between zero and VRa of equation 2R4 + 2R³ -2R² (RA + Ra) - R(RA +Ra) + 2RA Ra =0 is known. In special, if we let b = RA / Ra > 1 , inequation (5.1) shows that we must have __________________ b³ + 2b² + b + V2b4 + 2b³ - 2b² + 2b Ra < __________________________________ = f(b) 2 (b4 + 2b³ + 2b - 1) The greatest value of f (b) is 0,75 and is obtained for b = 1, that is for RA = Ra.

Correlações genéticas e fenotípicas em duas populações de milho (Zea mays L.) braquítico e suas implicações no melhoramento do teor de óleo no grão

Coeficientes de correlações genéticas e fenotípicas foram estimados entre os caracteres: altura da planta (AP); altura da espiga (AE); peso de espigas (PE) e teor de óleo (TO). As estimativas foram obtidas para duas populações braquíticas de milho (Piranão VD-2 e Piranão VF-1), baseado em espiga por fileira, utilizando-se testemunha intercalar, onde a cada duas progênies plantava-se uma fileira do híbrido simples AG 305-B. Os valores das correlações genéticas aditivas encontradas entre os caracteres altura da planta, altura da espiga e peso de espigas, foram todos positivos. Para o caráter teor de óleo, quando correlacionado com os demais caracteres, os valores das correlações obtidos foram negativos nas duas populações, exceção feita ao peso de espiga correlacionada com teor de óleo, na população Piranão VD-2, cujo valor foi positivo e próximo de zero. As respostas correlacionadas obtidas entre os caracteres, quando a seleção é praticada para o caráter teor de óleo e vice versa, independente do método de seleção empregado, mostram que a seleção para teor de óleo leva a modificação na estrutura da planta, para as duas populações.

Aceitação e preferência de frutos para oviposição em duas populações de Ceratitis capitata (Diptera, Tephritidae)

The influence of four host fruits, orange (Citrus sinensis L.), papaya (Carica papaya L.), mango (Mangifera indica L.) and apple (Malus domestica Borkh) on oviposition behavior of Ceratitis capitata (Wiedemann, 1824) was evaluated. Experiments were carried out on two C. capitata laboratory-reared populations: one with artificial diet for 10 years with periodic introduction of wild flies and other reared with artificial diet for 20 years without wild flies introduction. In acceptance experiments two pieces of a single fruit type were exposed to a group of 10 females; after 48 hours, these were changed by two new pieces of the same fruit type, and, in the end of the fourth day, the experiments were concluded. In preference experiments, two pieces of different fruits were offered to the females. These experiments were driven under the same conditions of the acceptance ones. Acceptance and preference experiments for both populations showed the following choice hierarchy: papaya > mango > orange > apple. The acceptance experiments showed no differences in the number of eggs/female/day laid in the first 48 hours and in the last 48 hours of the experiments. The amount of eggs in the two pieces of fruits offered to the females was similar. In spite of the two populations present similar behavior in relation to host hierarchy, the number of laid eggs was different, being larger for the population reared without wild flies introduction.

Dinâmica de populações de Euglossina (Hymenoptera, Apidae) em mata ciliar, Urbano Santos, Maranhão, Brasil

Machos de Euglossina foram coletados por meio de iscas-odores de benzoato de benzila, eucaliptol, eugenol, salicilato de metila, vanilina, durante um ano em área de mata ciliar, no município de Urbano Santos, Maranhão. As coletas foram realizadas mensalmente, entre 8 h e 16 h, totalizando 96 horas de amostragem. Foram amostrados 283 indivíduos, 4 gêneros e 16 espécies. Euglossa Latreille, 1802 foi o gênero mais abundante, seguido por Eufriesea Cockerell, 1909, Eulaema Lepeletier, 1841 e Exaerete Hoffmannsegg, 1817. As espécies mais freqüentes foram Euglossa modestior (Dressler, 1982), Euglossa cordata (Linnaeus, 1758), Eulaema cingulata (Fabricius, 1804), Exaerete smaragdina (Guérin-Menéville, 1845), Eulaema nigrita Lepeletier, 1841 e Euglossa gaianii Dressler, 1982. Eucaliptol foi a essência mais atrativa. As maiores freqüências de visitas ocorreram no período da manhã e a maior diversidade de espécies ocorreu no período chuvoso.

Escolha de áreas prioritárias de conservação de anfíbios anuros do Cerrado através de um modelo de populações centrais-periféricas

Uma das maiores ameaças à diversidade biológica é a perda de hábitat, de modo que uma das alternativas para proteção da biodiversidade é a seleção de reservas pela utilização de procedimentos de otimização para estabelecer áreas prioritárias para conservação. Neste estudo, um algoritmo simulated annealing foi usado para verificar como a periferia das distribuições das espécies influencia na seleção de áreas no Cerrado para conservação de 131 espécies de anfíbios anuros. Dois conjuntos de dados foram analisados, um contendo a distribuição original das espécies e outro excluindo a periferia das distribuições. As redes ótimas encontradas a partir das distribuições originais contiveram 17 quadrículas enquanto aquelas encontradas a partir das distribuições restritas foram maiores, com 22 células. As células com alto grau de insubstituibilidade foram mantidas em todas as redes e novas regiões de células substituíveis, localizadas na margem do bioma, surgiram quando apenas as distribuições reduzidas foram usadas.

Hemoglobinometria e nivel de vida das populações; I - região do nordeste (Ceará, Rio Grande do Norte, Paraíba e Pernambuco)

Procurou-se verificar na região nordeste do Brasil, em cêrca de 3.000 observações, a relação existente entre a condição de vida de uma população e a sua riqueza hemoglobinica. Empregou-se para esse fim o hemoglobinometro de Dare, do qual se apresenta um estudo detalhado sobre suas caracteristicas e se propõe algumas modificações julgadas de importancia para futuras utilisações do aparelho em trabalhos desta natureza. Verificou-se boa correlação entre a riqueza hemoglobinica e riqueza das populações, no sentido economico da palavra, quando se experimenta num numero de casos que justifique um racional tratamento estatístico. As causas desta correlação não foram procuradas; é discutida unicamente a significação do método como test, para verificar as condições de vida de uma região. Incidentemente, verificou-se novamente que a anemia ancilostomotica só póde desenvolver-se em individuos de condição economica deficiente. Verificou-se, em certas regiões do nordeste, uma epizootia muito provavelmente de origem carencial, provocando anemia grave, responsavel por grande mortandade de bezerros. Apresenta-se finalmente um plano para o proseguimento do trabalho, com o fim longinquo de levantar um mapa hematico do Brasil, segundo regiões geograficas e condições economicas das populações.

Um método de análise de populações vegetais

In a rpevious paper it was shown that the ecolocogical succession phenomenon is correlated with the phylogenetic progression. Also, in "indifferent genera", following well stablished evolutionary trends, it was found that the species of generalized morphology pertain to the pioneer's habitants, while the more differentiated species are confined to more stabilized habitats (DIRECT METHOD). Among the "characteristic genera", it was also found that the monotopics occur with higher relative frequency in the final stages of the succession, while those genera with a dispersion area covering more than one biogeographical realm have a higher relative frequency in the pioneer stages. Taking the monotopic genera, with exepcion of the occasional very rare relics, as modern ones, and the polytopics as the older genera, the above mentioned correlation is again indicated. (INDIRECT METHOD). In the present paper the use of the "indirect method" as applied to plant populations has been demonstrated.

Autofecundação e fecundação cruzada em Australorbis glabratus

Um espécime de A. glabratus criado isoladamente é capaz de reproduzir-se perfeitamente bem por autofecundação. Entretanto, quando em companhia de outro indivíduo da mesma espécie, reproduz-se exclusivamente por cruzamento. A possibilidade da formação de uma população a partir de um único indivíduo permite explicar a ocorrência de certas colônias de planorbídeos com características peculiares e pequena variação individual, além de explicar a reconstituição de populações tratadas com planorbicidas, desde que um único indivíduo possa escapar à destruição. Utilizando o fator de albinismo como marcador genético em experiências de cruzamento, torna-se fácil distinguir na geração F[1] os produtos resultantes de fecundação cruzada daqueles produzidos por autofecundação. O emprêgo de espécimes albinos na experimentação genética aplicada à sistemática permitirá uma caracterização biológica segura das espécies, reforçando assim o critério morfológico.

Profundización en el conocimiento y evaluación del impacto de la mejora genética sobre criterios morfofisiológicos de interés en la selección del trigo duro para ambiente mediterráneo

El objetivo general del proyecto ha sido profundizar en el conocimiento de diversos criterios morfofisiológicos de interés para la selección del trigo duro en ambiente mediterráneo y la evaluación del impacto que la mejora de la productividad ha ejercido sobre los mismos. El grado de consecución de los objetivos específicos en los que estaba involucrado nuestro subproyecto se detalla a continuación.

Estudo da potencialidade de populações de Biomphalaria straminea do Estado de Minas Gerais, como hospedeiras do Schistosoma mansoni

Caramujos de Biomphalaria straminea, descendentes de exemplares coletados em nove municípios do Estado de Minas Gerais, foram infectados experimentalmente com três cepas de Schistosoma mansoni: "LE", procedente de Belo Horizonte (MG); "SJ", procedente de São José dos Campos (SP) e "AL" procedente do Nordeste (AL). As taxas de infeção variaram de 0,0 a 24,0% com a cepa "LE"; de 0,0 a 16% com a cepa "SJ" e de 2,0 a 9,0% com a cepa "AL". Os índices de infecção experimental obtidos foram semelhantes aos registrados por outros autores, para B. straminea dessa região. Comparou-se o número de cercárias de cepa "LE", eliminadas por oito exemplares de B. straminea de Baldim e oito Biomphalaria glabrata do controle, após 30 minutos de exposição à luz. O número de cercárias eliminadas por B. straminea foi de 4.550, aproximadamente cinco vezes menor que o de B. glabrata, 22.679. Discute-se a potencialidade desses moluscos como hospedeiros do S. mansoni nessa região.