I Diretriz da Sociedade Brasileira de Cardiologia sobre processos e competências para a formação em cardiologia no Brasil: resumo executivo

Este artigo resume a "I Diretriz da Sociedade Brasileira de Cardiologia sobre Processos e Competências para a Formação em Cardiologia no Brasil", que pode ser encontrada na íntegra no seguinte endereço: mínimos que devem estar disponíveis no centro formador de Especialistas em Cardiologia e o conteúdo do conhecimento em Cardiologia.

Prevalência de hipertensão arterial em Adventistas do Sétimo Dia da capital e do interior paulista

FUNDAMENTO: Sabe-se que hábitos de vida inadequados favorecem a hipertensão, e os adventistas preconizam hábitos saudáveis. OBJETIVO: Avaliar a prevalência da hipertensão nos adventistas do sétimo dia na capital e no interior paulistas. MÉTODOS: Foram estudados 264 adventistas (41,17 ± 15,27 anos, 59,8% mulheres, com alto nível de religiosidade avaliada pela escala Duke-DUREL). A medida da pressão arterial foi realizada com aparelho automático validado. Nível de significância adotado foi p < 0,05. Resultados: A prevalência total de hipertensão foi 22,7%, (27,4% no interior e 15% na capital). Os adventistas da capital diferiram dos do interior (p < 0,05), respectivamente, quanto: escolaridade superior (62% vs 36,6%); ter vínculo empregatício (44%) vs autônomos (40,9%); renda familiar (8,39 ± 6,20 vs 4,59 ± 4,75 salários mínimos) e renda individual (4,54 ± 5,34 vs 6,35 ± 48 salários mínimos); casal responsável pela renda familiar (35% vs 39,6%); vegetarianismo (11% vs 3%); pressão arterial (115,38 ± 16,52/68,74 ± 8,94 vs 123,66 ± 19,62/74,88 ± 11,85 mmHg); etnia branca (65% vs 81,1%); casados (53% vs 68,9%); menor apoio social no domínio material (15,7 ± 5,41 vs 16,9 ± 4,32) e lembrar da última vez que mediu a pressão arterial (65% vs 48,8%). A análise multivariada associou hipertensão com: 1) vegetarianismo (OR 0,051, IC95% 0,004-0,681), 2) escolaridade (OR 5,317, IC95% 1,674-16,893), 3) lembrar quando mediu a pressão (OR 2,725, IC95% 1,275-5,821), 4) aposentado (OR 8,846, IC95% 1,406-55,668), 5) responsável pela renda familiar (OR 0,422, IC95% 0,189-0,942). CONCLUSÃO: A prevalência de hipertensão dos adventistas foi menor se comparada com estudos nacionais, sendo menor na capital em relação ao interior possivelmente por melhores condições socioeconômicas e hábitos de vida.

Impacto na reclassificação da hipertensão pela Monitorização Ambulatorial da Pressão Arterial (MAPA) segundo a V Diretriz Brasileira de MAPA

FUNDAMENTOS: Novas recomendações sobre valores de referência para normalidade em exames de monitorização ambulatorial da pressão arterial (MAPA) foram propostas pela V Diretriz Brasileira de Monitorização Ambulatorial da Hipertensão Arterial, com base principalmente no estudo IDACO. OBJETIVOS: O presente estudo epidemiológico tem o objetivo de avaliar o impacto da adoção desses novos critérios em um ambulatório de referência em hipertensão arterial. MÉTODOS: Foram analisados resultados de 1.567 exames de MAPA realizados entre 2005 e 2010, excluídos 481 pacientes da amostra por não preencherem critérios mínimos de qualidade do exame. Para a classificação desses exames quanto à anormalidade, foram utilizados os valores de referência da IV Diretriz Brasileira de MAPA (2005) e comparados com as mudanças propostas na V Diretriz Brasileira de MAPA (2011). Foi realizada análise estatística pelo método do Q² de Pearson, considerando-se p significativo < 0,05. RESULTADOS: Para os 1.086 exames avaliados, houve importante diferença na proporção de pacientes com MAPA alterado, em especial para a variável pressão arterial sistólica do sono: 49% adotando os valores de corte de 2005 e 71% adotando os de 2011, com significância estatística, p < 0,0001. CONCLUSÕES: A recomendação da nova diretriz causou grande impacto na classificação da hipertensão pelos exames de MAPA dentro da população estudada. A questão sobre os limiares desses exames para metas terapêuticas de pacientes sabidamente hipertensos ainda está em aberto e carece de mais estudos, preferencialmente nacionais, para melhor definição do assunto.

Recomendações da sociedade brasileira de arritmias cardíacas para serviços de holter

FUNDAMENTOS: Inúmeros indicadores são utilizados para assegurar a qualidade de um serviço; entretanto, a competência médica e o adequado fluxo de realização de um procedimento são determinantes da qualidade final. Nesse contexto, a Sociedade Brasileira de Arritmias Cardíacas pretende recomendar parâmetros mínimos necessários para garantir a excelência dos serviços de monitorização eletrocardiográfica ambulatorial. OBJETIVOS: Recomendar competências médicas mínimas e as informações necessárias para emissão do laudo de Holter. MÉTODOS: O documento foi fundamentado no conceito de medicina baseada em evidência, e nas circunstâncias em que a evidência não estava disponível a opinião de uma comissão de redação foi utilizada para a formulação da recomendação. Essa comissão foi formada por profissionais que apresentam vivência nas dificuldades do método e gestão na prestação de serviços nessa área. RESULTADOS: O profissional responsável pela análise de Holter deve conhecer as patologias cardiovasculares e ter formação consistente em eletrocardiografia, incluindo arritmias cardíacas e seus diagnósticos diferenciais. O laudo deve ser redigido de forma clara e objetiva. Os parâmetros mínimos que devem constar no laudo incluem as estatísticas do exame, assim como quantificação e análise dos distúrbios do ritmo observados durante a monitorização. CONCLUSÃO: A monitorização eletrocardiográfica ambulatorial deve ser realizada por profissionais com vivência em análise eletrocardiográfica e o laudo deve conter os parâmetros mínimos mencionados nesse documento.

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.

Aspectos da determinação da área basal em função da média aritmética dos diâmetros: II - vícios na determinação da área basal retirada

Em estudos teóricos, em amostras geradas em computador, e em desbastes conduzidos em povoamentos florestais, foram determinados os vícios cometidos no cálculo da área basal retirada a partir da média aritmética dos diâmetros. Os resultados contra-indicam êsse tipo de cálculo para a determinação da área basal retirada, devendo ser utilizada a determinação a partir da soma dos quadrados dos diâmetros.

Aspectos da determinação da área basal em função da média aritmética dos diametros III: vícios na determinação da área basal remanescente

São determinados vícios no cálculo da área basal remanescente a partir da média aritmética dos diâmetros, em comparação com o método de cálculo a partir da soma dos quadrados dos diâmetros. Os estudos são conduzidos tanto teòricamente como em amostras geradas em computador, com confirmações com dados coletados em desbastes de povoamentos florestais. Os resultados mostram-se desfavoráveis ao uso da média aritmética para determinações da área basal remanescente.

Os efeitos de diferentes regimes de irrigação sobre vários caracteres da cultura da cebola (Allium cepa, L.)

Os estudos relativos as melhores condições de umidade do solo para a cultura da cebola são importantes, para a região em que os ensaios foram instalados, devido a necessidade de aplicação da água suplementar. O experimento foi conduzido utilizando-se do processo de bulbinhos para a propagação da cultura, do método de sulcos de infiltração para a irrigação e do método gravimétrico direto para a avaliação da umidade do solo. Implantaram-se, os ensaios, num solo Latosol Vermelho Escuro-Orto (COMISSÃO DE SOLOS, 1960). Os tratamentos diferenciaram-se pelos potenciais matriciais médios mínimos de água permitidos ao solo antes de cada irrigação em: -0,5; -1,0; -6,0 e -15,0 barias. Verificou-se, ainda, a evapotranspiração potencial, que se conduziu com valores intermediários.

Uso do tanque "classe A" para a avaliação da evapotranspiração de uma cultura de cebola

Na cultura de cebola, a irrigação racional, baseada na caracterização dinâmica do sistema solo-água-planta-atmosfera, se relaciona estreitamente com a maximização no rendimento agrícola. Avaliam-se aqui as necessidades hídricas da cultura, cultivar "Baia Periforme Precoce" com propagação por mudas, mantida sob irrigação por sulcos de infiltração e condições específicas de solo e clima, através do emprego do tanque "Classe A" de evaporação. Com base no delineamento experimental de quatro tratamentos de potenciais mínimos de u-midade do solo, os resultados, analisados c discutidos, permitem conclusões à respeito das condições que favorecem as plantas para a produção máxima de bulbos.

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.

Nutrição mineral do Panicum maximum cv. Makueni I: cresimento, concentração e extração dos macronutrientes

O trabalho foi conduzido em área de pasto já formado e rebaixado, situado na Fazenda Canchim (UEPAE de São Carlos -EMBRAPA), São Carlos, SP, em Latossolo Vermelho Amarelo, fase arenosa. Com a finalidade de avaliar o crescimento, através da produção de matéria seca, a concentração e acúmulo de macronutriena partir dos 30 dias após o rebaixamento até aos 180 dias. A área foi adubada com nitrogênio correspondendo à 250 kg de sulfato de amônio por hectare. Em intervalos de 30 dias após o rebaixamento até aos 180 dias, foram coletadas quatro metros quadrados das plantas ao acaso, sem subdividir em folhas e caules. O material seca à 80°C, e analisado para N, P, K, Ca, Mg, S. A concentração de nitrogênio é máxima aos 30 dias com 1,62% e mínima aos 120 dias com 0,72%. A concentração de fósforo é máxima aos 180 dias com 0,87% e mínima aos 60 dias com 0,003%. A concentração de potássio é linear com as idades variando de 2,8% a 0,76% aos 180 dias. A concentração de cálcio é máxima aos 90 dias com 0,53%. Não há variação na concentração de magnésio em função da idade da planta. A concentração de enxofre varia de 0,14% aos 30 dias para um mínimo aos 120 dias com 0,07%. O acúmulo de fósforo, potássio, cálcio é máximo aos 90 dias. 0 acúmulo de magnésio é máximo aos 120 dias O acúmulo de enxofre é máximo aos 60 dias. A exportação de macronutrientes contida na produção máxima de 1425 kg de matéria seca por hectare obedece á seguinte ordem: potássio-30,4; nitrogênio -13,9 kg; cálcio-7,0 kg; magnésio-6,3kg; enxofre-1,3 kg; fósforo-1,2 kg.

Nutrição mineral do Panicum maximum cv. Makueni II: concentração e extração de micronutrientes

O trabalho foi conduzido em área de pasto já formado e rebaixado, situado na Fazenda Canchim (UEPAE de São Carlos EMBRAPA), São Carlos - SP, em Latossolo Vermelho Amarelo, fase arenosa. Com a finalidade de avaliar a concentração e acúmulo de micronutrientes a partir dos 30 dias após o rebaixamento até aos 180 dias. A área foi adubada com nitrogênio correspondendo à 250 kg de sulfato de amônio por hectare. Em intervalos de 30 dias após o rebaixamento até aos 180 dias, foram coletadas quatro metros quadrados das plantas ao acaso, sem sub dividir em folhas e caules O material seco à 80°C, foi analisado para Cu, Zn, B, Mn e Fe. Os autores concluíram que: . A concentração de cobre é mais elevada aos 30 dias com 7,63ppm. . A concentração de zinco é maxima aos 180 dias com 22,66 ppm e mínima aos 120 dias com 12, 42ppm . A concentração de boro e maxima aos 150 dias com 11,76 ppm e mínima aos 60 dias com 1,69 ppm. . A concentração de manganês é máxima aos 180 dias com 133,85 ppm e mínima aos 30 dias com 49,64 ppm. . A concentração de ferro é máxima aos 180 dias com 236,25 ppm e mínima aos 90 dias com 136,22ppm . O acúmulo de cobre é máximo aos 90 dias. . O acúmulo de boro de mangês é máximo aos 180 dias. . O acúmulo de zinco e ferro não diferiu nas diferentes idades. A exportação de micronutrientes contida na produção máxima de 1.425 kg de matéria seca por hectare obedece a seguinte ordem: ferro - 286 g; manganês - 157 g; zinco - 23g; boro - 13,2g e cobre 7,6 g.

Nutrição mineral de gramineas tropicais. V. Cálcio na produção de matéria seca e na composição de macronutrientes no milheto forrageiro (Pennisetum americanum)

Para pesquisar o efeito de diferentes níveis de Ca, sobre a produção de matéria seca e a composição do milheto forrageiro, foi conduzido um experimento em casa de vegetação, durante 38 dias. Foram aplicados os tratamentos: 0, 50, 100, 150, 200, 250 e 300 ppm de Ca na solução nutritiva. As plantas foram divididas em folhas adjacentes, as duas mais próximas da espiga, folhas não adjacentes, espigas e colmos e secas a 70°C sendo posteriormente para N, P, K, Ca, e Mg. Os autores concluíram que: A aplicação dos diferentes níveis de Ca na produção de matéria seca obedece a uma equação de segundo grau com uma produção máxima aos 200 ppm de Ca na solução nutritiva. Os níveis de Ca aplicados reduzem a concentração de N, P, K e Mg nas partes da planta. Os níveis de Ca aplicados nas soluções nutritivas não afetam os requerimentos mínimos dos elementos para a nutrição bovina.

Nutrição mineral de gramíneas tropicais VI: Níveis de cálcio afetando a composição de micronutrientes no milheto forrageiro (Pennisetum amerioanum)

A fim de pesquisar o efeito dos níveis de 0, 50, 100, 150, 200, 250 e 300 ppm de cálcio na solução nutritiva sobre a composição de micronutrientes no milheto forrageiro, foi conduzido um experimento na casa de vegetação, durante trita e oito dias. Após este período as plantas foram coletadas e divididas em folhas adjacentes a espiga, folhas não adjacentes, espigas e colmos que foram secas a 70°-80°C e analisadas para B, Cu, Fe, Mn e Zn. Os micronutrientes acumularam-se na seguinte ordem: B-157,7 mg nas folhas adjacentes; 1308,5 mg nas folhas não adjacentes; Zn - 152,3 mg nos nos colmos e 1254,6 mg nas espigas; Cu - 10,3 mg nas folhas adjacentes e 118,5 mg nas espigas; Fe - 344,8 mg nas folhas e 4344,1 mg nos colmos e até 1749,3 mg nas folhas não adjacentes; Mn - 120,5 mg nos colmos e 1749,9 nas folhas não adjacentes. Verificaram, ainda, os autores que os níveis de cálcio reduziram a concentração de Zn, Cu, Fe e Mn nas plantas. Os níveis de cálcio não reduziram a absorção de B. Finalmente constataram que sob o ponto de vista de nutrição animal os níveis de cálcio não afetaram os requerimentos mínimos dos elementos.

Metodologia para infestação artificial de ovos de Diatraea saccharalis(Fabr., 1794) em cana-de-açúcar visando estudos com Trichogramma spp

A presente pesquisa teve por objetivo desenvolver técnicas para infestação artificial de cana-de-açúcar com ovos de Diatraea saccharalis (Fabr.,1794) visando aos estudos com Trichogramma spp. Avaliou-se a forma mais adequada de obtenção de ovos de D. saccharalis na planta, estudando-se o parasitismo por Trichogramma distinctum Zucchi, 1988 e T. galloi Zucchi, 1988 sobre ovos colocados em papel sulfite e sobre ovos obtidos na propria folha de cana-de-açúcar, através do confinamento de casais de broca sobre a mesma. Paralelamente, desenvolveu-se uma técnica para se estimar o número de ovos obtidos nas infestações artificiais, que consistia na colocação de uma folha transparente e quadriculada sobre a postura, avaliando-se o número de "quadrados" correspondentes à área da mesma. 0 numero de ovos era então estimado através de equações de regressão obtidas em função do tamanho da postura. A utilização de papel sulfite na infestação de ovos de D. saccharalis diminuiu o parasitismo por T. galloi e T. distinctum, sendo o confinamento de casais da broca-da-cana sobre a folha de cana-de-açúcar, a forma mais adequada para obtenção dos ovos desta praga, nos estudos com estes parasitóides. A metodologia desenvolvida para contagem de ovos de D. saccharalis mostrou-se valida para as infestações artificiais em campo.