Escore de cálcio para avaliar dor torácica na sala de emergência

Alguns autores têm sugerido que um escore de cálcio (CAC) igual à zero pode ser usado para descartar o diagnóstico de síndrome coronariana aguda. Objetivo do estudo é avaliar a precisão do diagnóstico de um CAC zero quando comparado com a angiotomografia coronária (ATC) no Pronto-Socorro. 135 pacientes sintomáticos sem doença arterial coronariana (DAC) prévia atendidos no Pronto-Socorro, foram submetidos ao CAC e à ATC para descartar a DAC. Todos os pacientes tinham eletrocardiograma e marcadores cardíacos normais e apresentaram escore de risco TIMI de 0 a 2. A ATC foi considerada positiva no caso de identificação de qualquer lesão obstrutiva (> 50%). A média de idade era de 51,7 ± 13,6 anos, com 50,6% de homens. Setenta e três (54,1%) pacientes apresentaram um escore zero de cálcio. Desses, 3 (4,1%) tiveram uma obstrução > 50% e foram submetidos a angiografia coronária invasiva. O escore de cálcio mostrou uma sensibilidade de 92,9%, especificidade de 75,3% e valores preditivos positivos e negativos de, respectivamente, 62,9% e 95,9%. As razões de verossimilhança positiva e negativa foram respectivamente de 3,7 e 0,09 para a detecção de lesões maiores do que 50% na ATC. A razão de verossimilhança negativa de 0,09 é muito boa para descartar a maioria dos casos de obstrução coronária significativa em estudos epidemiológicos. No entanto, é importante entender que em um cenário clínico, todas as evidências, incluindo histórico, exame clínico, dados de biomarcadores miocárdicos e do eletrocardiograma, devem ser interpretados em conjunto. Em nosso estudo, três casos com um escore CAC zero tinham obstrução coronariana superior a 50% na ATC.

Resultados da correção simplificada com enxerto único no defeito septal atrioventricular completo

FUNDAMENTO: Desde que Wilcox, em 1997, descreveu uma forma simplificada de correção do Defeito Septal Atrioventricular (DSAV) com enxerto único, diversos estudos têm sido realizados comparando-a à técnica com duplo enxerto. OBJETIVO: Relatar os resultados em médio e longo prazos da correção de DSAV completo pela técnica simplificada de enxerto único. MÉTODOS: Estudo retrospectivo de 16 casos consecutivos arrolados entre janeiro de 2001 e dezembro de 2011. A idade média foi 18,31 ± 34,19 meses (2 meses - 11 anos) e o peso 7,80 ± 6,12 Kg (3,77 - 25,0 Kg); 6 pacientes eram do sexo masculino e 14 eram portadores de Síndrome de Down. O tempo de seguimento médio foi de 54,97 ± 47,79 meses. RESULTADOS: O tempo médio de circulação extracorpórea foi 74,63 ± 18,48 min (49 - 112 min) e o de pinçamento aórtico, de 46,44 ± 11,89 min (34 - 67 min). Foram observados dois óbitos hospitalares (12,5%), ambos por causa cardiovascular. Três pacientes foram reoperados por regurgitação da valva atrioventricular (VA) esquerda e dois apresentaram bloqueio atrioventricular (BAV) completo com necessidade de implante de marca-passo definitivo. Não houve nenhum caso de obstrução da via de saída do ventrículo esquerdo. Os 14 pacientes sobreviventes permanecem assintomáticos, 10 deles com insuficiência da valva VA esquerda leve (71,42%). CONCLUSÃO: A técnica simplificada com enxerto único para correção de DSAV completo mostrou-se factível, associada à correção adequada dos defeitos e à favorável evolução clínica e ecocardiográfica nos 57,97 meses de seguimento médio avaliados.

Associação entre peso de nascimento e fatores de risco cardiovascular em adolescentes

FUNDAMENTO: Peso ao nascer (PN) é um determinante de risco a médio e longo prazo de fatores de risco cardiovascular. OBJETIVO: Estudar a associação entre peso ao nascer e fatores de risco cardiovascular em adolescentes de Salvador. MÉTODOS: Estudo de corte transversal com grupos de comparação por PN. Amostra composta de 250 adolescentes, classificados segundo IMC: normal alto (>p50 e

Correlação da composição de placas à histologia virtual com proteína C-reativa

FUNDAMENTOS: Estudos prévios demonstram que o principal determinante de vulnerabilidade da placa aterosclerótica é a sua composição. Recentemente, diversos métodos de imagens e marcadores laboratoriais têm sido investigados visando identificar lesões vulneráveis. O ultrassom com Histologia Virtual® (HV) permite a diferenciação e quantificação dos componentes da placa. Por sua vez, a proteína C-reativa (PCR) é apontada como importante preditor de eventos adversos. A correlação entre este marcador e as características da placa não é bem estabelecida. OBJETIVOS: Avaliar a constituição da lesão culpada em pacientes com síndrome coronária aguda (SCA) - conforme caracterizada pela HV - e investigar a relação dos componentes da placa com o marcador inflamatório PCR. MÉTODOS: Cinquenta e dois pacientes com SCA e com indicação de intervenção coronária percutânea foram submetidos a dosagens de PCR de alta sensibilidade antes e 24 horas após a ICP. Análise por ultrassom HV da lesão-alvo foi realizada antes da ICP. RESULTADOS: A média de idade foi de 55,3 ± 4,9 anos, sendo 76,9% homens, 67,3% hipertensos e 30,8% diabéticos. A área luminal mínima foi de 3,9 ± 1,3 mm², e a carga de placa de 69 ± 11,3%. Os componentes da placa foram assim identificados: fibrótico (59,6 ± 15,8%), fibrolipídico (7,6 ± 8,2%), cálcio (12,1 ± 9,2%), necrótico (20,7 ± 12,7%). Não observamos correlação entre os níveis basais de PCR ou a variação dentre os valores pré e pós-ICP com os componentes da placa. CONCLUSÃO: Neste estudo, a composição das placas pela HV foi predominantemente fibrótica, com alto conteúdo necrótico. Não foi encontrada correlação entre a PCR e os componentes da lesão culpada em pacientes com SCA.

Meiose em Tripsacum australe Cutler e Anderson (T. dactyhides subsp. hispidum Hitchcock)

Depois de uma breve introdução, mostrando a importância que o gênero Tripsacum desempenha hoje nos problemas da origem do milho, fizemos um estudo detalhado da meiose na nova espécie Tripsacum australe, descrita recentemente por CUTLER e ANDERSON (3) e espécie esta encontrada em estado selvagem na América do Sul. Todas as fases da meiose mostraram-se normais e o número cte cromosômios, facilmente determinado nas fases diacinese, metáfase I, metáfase II, é de 18 para a fase haplóide. Esta espécie não difere, quanto ao número de cromosômios, da forma diplóide Tripsacum dactyloide e da espécie Tripsacum floridanum, estudadas por LONGLEY (5). Segundo MANGELSDORF e REEVES (10) as formas de Tripsacum encontradas na América Central têm 72 cromosômios e são consideradas como autotetraplóides. Entretanto, no que se refere à presença de "knobs" nos cromosômios, esta espécie parece diferir da espécie estudada por LONGLEY (5). Tripsacum australe não apresenta "knobs" nas extremidades dos cromosômios e provavelmente também nas outras regiões pois as figuras que puderam ser examinadas não mostraram essa estrutura. Segundo MANGELSDORF e REEVES (10) os "knobs" presentes no milho teriam vindo de Tripsacum, por meio de cruzamento entre estes dois gêneros. Assim sendo, os tipos de milho cultivados próximos ao centro de distribuição das espécies de Tripsacum até então conhecidas, e que é a região da América Central, principalmente o México, deveriam se apresentar bastante contaminados por este gênero e apresentariam mais "knobs" do que aqueles tipos de milho cultivados ionge da referida região. Observações de vários autores (6, 7, 9, 20, 11 e 12) confirmam esta hipótese, inclusive aquelas realizadas por um dos autores deste trabalho (Graner, não publicado) em material sul-americano. Tendo sido encontrada agora esta nova espécie de Tripsacum na América do Sul, aparentemente sem "knobs", torna-se interessante verificar se ela não poderia ter contribuido para o estabelecimento das formas de milho sem "knobs" encontradas na América do Sul. Cruzamentos entre milho e Tripsacum australe foram realizados por um dos autores (Addison), não lendo porém produzido sementes. Outras pesuisas tornam-se então necessárias afim de que se possa tirar conclusões a respeito de tão importante assunto.

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.

Tratamento de mandioca pela colquicina: III análise comparativa entre clones diplóides e tetraplóides

1) Um estudo sobre o modo de crescimento de alones tetraplóides de mandioca Vassourinha Paulista, obtido experimentalmente por meio da colquicina, foi feito em comparação ao crescimento de clones diplóides da mesma variedade. Três outros clones da mandiosa amargosa foram também incluidos na análise para comparação. As observações foram feitas nas hastes da primeira ramificação de cada planta e podem ser resumidas como segue: (Quadros n.°s 1 e 2). a) comprimento: Dos 6 clones tetraplóides analisados, 5 (n.°s 1, 3, 6, 5 e 7) tiveram um comprimento bem menor que o dos clones controles diplóides, mostrando assim serem plantas menores. Um único clone tetraplóide (n.° 15) teve um comprimento menor, porém com a média não estatisticamente diferente da média do clone diplóide. b) peso: Os seis clones tetraplóides formaram dois grupos, com relação ao peso das hastes: um grupo de 3 clones (n.°s 1, 3 e 6) com o peso médio diferente do peso médio dos controles e um grupo de 3 clones (n.°s 5, 7 e 15) com peso médio não diferindo dos controles. Estes resultados estão confirmados pelo valor do índice pêso/n.° de folhas. c) n.° de folhas: O número de folhas por unidade de comprimento foi praticamente o mesmo para os clones diplóides e tetraplóides, conforme se pode verificar pelos valores do índice comprimento/n.° de folhas. Pode-se concluir que os clones tetraplóides têm um hábito de crescimento diferente daquele dos clones diplóides; as plantas tetraplóides são menores que as diplóides e, entre os clones tetraplóides, houve também diferença, alguns clones tendo plantas mais finas que outros. As estacas da variedade Vassourinha Paulista, de onde partimos para a obtenção das formas poliplóides, não foram obtidas de uma única planta e assim não podemos garantir se a diferença verificada entre os clones tetraplóides seja devida a clones iniciais diferentes ou se produzida ainda pela colquicina. 2) A produção de raizes e ramas numa experiência de um ciclo vegetativo, em blocos ao acaso e cem 3 repetições, foi analisada e mostrou que a produção dos clones diplóides é maior que aquela dos clones tetraplóides (Quadro n.° 10). A produção dos clones tetraplóides não foi uniforme. Eles formaram uma seqüência de produção e pelo menos um clone, o de n.° 6, ficou significativamente fora do conjunto, quando a sua média foi comparada à média de raiz e rama obtidas do total de clones tetraplóides. Este clone foi o único tetraplóide do grupo de 3 com estacas mais finas, indicados na análise de crescimento, que entrou na experiência; êle confirma assim aquela separação. O índice rama/raiz foi menor para os clones diplóides que para os tetraplóides, indicando que a produção de raiz em relação à rama é menor nos clones tetraplóides, no primeiro ciclo, provavelmente devido ao retardamento de crescimento nos primeiros meses de vegetação, pois as plantas tetraplóides cresceram mais vagarosamente que as plantas diplóides. 3) Uma experiência com 2 ciclos vegetativos e 3 repetições, mostrou que o clone tetraplóide n.° 6 (Quadro n.° 20) é de fato diferente dos demais, tendo plantas muito pequenas e produção muito pequena no campo. Esta experiência mostrou também que o clone n.° 2, que foi o tetraplóide mais produtivo na experiência com um ciclo vegetativo, parece formar um outro grupo tetraplóide com relação a produção de raizes e ramas. Esta experiência de dois ciclos foi realizada com um espaçamento bastante grande, de modo a eliminar toda possível competição entre plantas; os valores médios de produção por planta, contidos no quadro n.° 20, servem para identificar um clone do outro mas não representam produção comercial. Com 2 ciclos vegetativos o índice rama/raiz torna-se igual para todos os clones, mostrando que, após o primeiro ciclo, a produção de raiz em relação à rama torna-se idêntica para todos os clones. A correlação positiva entre produção de rama e raiz é significante e grande, tanto com um como com 2 ciclos vegetativos. 4) Mais uma experiência com um ciclo vegetativo, feita sistematicamente e com os clones n.° 8 (controle) e clones tetraplóides n.°s 2 e 6, confirmou os resultados anteriores, isto é, que a produção por planta dos clones tetraplóides é menor que a produção dos clones diplóides e que existe diferença entre os clones tetraplóides obtidos (quadro n.° 26). O aproveitamento comercial dos melhores clones tetraplóides só poderá ser avaliado depois da realização de experiências de espaçamento, pois é possível que, com um maior número de plantas, possa se obter a mesma ou melhor produção que os clones diplóides, numa mesma área. O clone tetraplóide n.° 6 não suporta as condições de campo (Fig. 32) e é possível que, pelo pequeno tamanho de suas plantas, seja útil para condições hortícolas, uma questão já discutida em outra publicação (6). 5) Uma análise de estacas para plantação, medindo 20 cms. cada uma, mostrou que há diferença de peso entre estacas dos clones tetraplóides. O clone n.° 6 teve um valor médio menor e diferindo estatisticamente dos demais clones tetraplóides, confirmando assim outros resultados anteriores. 6) Um estudo detalhado sobre a percentagem de amido dos diferentes clones mostrou que os tetraplóides não diferem dos diplóides quanto ao teor amido e que eles não são também diferentes de 3 outros clones de mandioca amargosa incluidos na análise para comparação.

Variação do número e da distribuição dos espinhos nos frutos da Mamoneira (Ricinus communis, L)

1) O caráter presença de espinhos nos frutos da mamoneira é determinado por um par de fatores dominantes SS, sendo a forma recessiva ss, inerme. A interação alélica nao é bem intermediária, havendo uma predominância do fator S. Êste resultado foi anteriormente constatado por HARLAND (7), PEAT (8), DOMINGO (2), GURGEL (4) e FERNANDES (3). 2) A constatação da segregação 1 SS : 2 Ss : 1 ss foi feita após extensivas contagens de espinhos, tanto na forma paternal, como também no Fl, F2 e "back-cross". Por essas contagens foi verificado que existem variedades com números diferentes de espinhos, podendo-se distinguir dois tipos: variedades que têm muitos espinhos, com uma média aproximada de 170 espinhos por fruto e variedades que têm um número médio de espinhos, com uma média aproximada de 113 espinhos por fruto. 3) Embora a segregação dos fatores S e s seja monofatorial, todavia foi constadada por uma análise estatística detalhada, a presença de gens modificadores agindo na geração F2, introduzidos pelos tipos paternais. Assim, o segregante SS no F2, tem mais espinhos do que o pai homozigoto da mesma constituição. 4) Foram encontrados dois novos gens cal e ca2, com interação não alélica do tipo de polimeria complementar duplo-recessiva, dando no F2 uma segregação de 15 com espinhos uniformes : 1 com espinho careca, no "back-cross" uma segregação de 3 com espinhos uniformes : 1 com espinho careca. Estes gens determinaram, nos frutos com espinhos, a formação de zonas sem espinhos, ou como denominamos, "carecas". Estes novos fatores foram encontrados numa única variedade, de n.° 51, conhecida por laciniada, em virtude da for- ma especial de suas fôlhas. Esta variedade é de côr verde, apresenta cera na haste e possui numerosos cachos, porém pequenos. Ê tida como planta ornamental e foi originalmente importada de Erfurt, Alemanha. 5) Mesmo nas variedades inermes foi constatada a presença dos gens Cal e Ca2, para distribuição uniforme de espinhos, embora nas ditas variedades não se possa identificar a sua presença, em virtude do gen s ser epistático recessivo sobre Cal e Ca2. 6) Uma vez que os fatores S e CalCa2 sao independentes, isto é, possivelmente situados em cromosômios diferentes, fazendo-se o cruzamento de variedades com espinho careca x variedades sem espinho, obtem-se o PI com número de espinhos intermediário e distribuição uniforme. No F2 obtém-se a segregação de 45 com espinho uniforme : 3 com espinho careca : 16 sem espinho e no "back-cross" a segregação de 3 com espinho uniforme : 1 com espinho careca : 4 sem espinho.