Atualização da diretriz brasileira de insuficiência cardíaca crônica - 2012

Esta atualização da Diretriz de Insuficiência Cardíaca Crônica (IC) - 2012 surge para reavaliar as recomendações através de uma avaliação criteriosa das pesquisas (considerando-se a qualidade dos estudos), fundamental para que se atinja esse propósito. Para tanto, foi dada ênfase ao efeito em desfechos de morte, à qualidade "CONSORT" (Consolidated Standards of Reporting Trials), à descrição qualitativa e quantitativa da otimização da medicação, à população realmente incluída, às metanálises somente de estudos qualidade "CONSORT", à custo-efetividade, à existência de efeito de classe, ao número de pacientes incluídos e à análise de subgrupos apenas para gerar hipóteses. Na área da epidemiologia, as recentes abordagens das características da IC com fração de ejeção preservada (ICFEP) e da importância da IC como causa de morte no Brasil foram revisadas. Além disso, este documento contempla a reavaliação do valor dos biomarcadores no diagnóstico e no seguimento da IC, o papel diagnóstico da angiotomografia coronariana nos casos de risco intermediário ou baixo risco de doença coronariana, a não recomendação de rotina do telemonitoramento; o surgimento da avaliação familiar como recomendação importante, e a reavaliação da restrição da adição de sal na dieta. As clínicas de IC e reabilitação física, apesar de alguns resultados negativos ou controversos quanto à mortalidade, continuam com recomendação importante. No campo do tratamento farmacológico, abrange-se a reavaliação da indicação do nebivolol, introduz-se a ivabradina como um novo paradigma no tratamento, os antagonistas da aldosterona não têm efeito de classe reconhecido, o ômega 3 passa a ser recomendado, o ferro administrado por via endovenosa e o sildenafil recebem indicação em casos selecionados. Todas as recomendações para outras etiologias são expandidas para a Doença de Chagas. Na área da anticoagulação, recomenda-se a utilização dos escores CHA2DS2VASC e o HAS-BLED na fibrilação atrial, com introdução de inibidores da trombina e do fator Xa como alternativas na anticoagulação. No tratamento cirúrgico da IC, considerou-se que resultados neutros do estudo STICH influenciaram as recomendações, o transplante cardíaco continua a ser o tratamento indicado nas fases evolutivas tardias de IC, os dispositivos de assistência circulatória mecânica para terapia de destino passam a ter recomendação, a duração do QRS foi fundamental na indicação de TRV-AV, e o CDI continua com recomendação I para miocardiopatia isquêmica. Entretanto, baseada em análise crítica dos estudos considerando-se o custo-efetividade, o CDI não atingiu recomendação I para classes menos graves devido as limitações dos estudos. Também a importância da cardiotoxicidade por drogas para tratamento de neoplasias foi ressaltada, o tratamento da IC na gravidez e da miocardite foi revisado. Novos potenciais métodos de tratamento em fase de pesquisa são apresentados e novos fluxogramas de diagnóstico e tratamento da IC, reformulados, foram incluídos

Prevalência de hipertensão resistente em adultos não idosos: estudo prospectivo em contexto ambulatorial

FUNDAMENTO: Em face de definições de variáveis e critérios de amostragem, a real prevalência de hipertensão resistente em ambiente clínico é desconhecida. OBJETIVO: Investigar a prevalência de real hipertensão resistente em uma clínica de hipertensão arterial. MÉTODOS: Hipertensão resistente verdadeira foi diagnosticada quando fenômeno do jaleco branco, insuficiente adesão ao tratamento e hipertensão secundária foram excluídos em pacientes com Pressão Arterial (PA) ≥ 140/90 mmHg em duas visitas consecutivas, usando três de fármacos anti-hipertensivos, incluindo um diurético. RESULTADOS: No total, 606 pacientes, com 35 a 65 anos de idade, a maioria mulheres, com PA de 156,8 ± 23,8 mmHg por 91,9 ± 15,6 mmHg e IMC de 29,7 ± 5,9 Kg/m² foram sequencialmente avaliados. Cento e seis pacientes em uso de três agentes anti-hipertensivos estavam com pressão arterial não controlada (17,5% da amostra total) na primeira visita. Oitenta e seis pacientes (81% dos pacientes com PA não controlada na primeira avaliação) retornaram para a avaliação de confirmação: 25 estavam com PA controlada; 21 tinham evidência de baixa adesão ao tratamento; 13 tinham fenômeno do jaleco branco; e 9 tinham hipertensão secundária, restando 18 pacientes (20,9% dos não controlados na consulta de confirmação e 3% da amostra total) com verdadeira hipertensão resistente. Considerando pacientes com hipertensão secundária como casos de hipertensão refratária, a prevalência de hipertensão resistente aumentou para 4,5%. CONCLUSÃO: A frequência de hipertensão resistente verdadeira em pacientes não idosos é baixa em um ambiente clínico, e não é substancialmente aumentada com a inclusão de pacientes com hipertensão secundária. (Arq Bras Cardiol. 2012; [online].ahead print, PP.0-0)

Adesão ao tratamento e controle da pressão arterial em idosos com hipertensão

FUNDAMENTO: A não adesão ao tratamento tem sido identificada como a causa principal da Pressão Arterial (PA) não controlada, e pode representar um risco maior em idosos. OBJETIVO: O objetivo deste estudo foi avaliar e comparar a taxa de adesão ao tratamento da hipertensão arterial por diferentes métodos, para estimar a taxa de controle da PA, e observar se há uma associação entre controle da pressão arterial e adesão. MÉTODOS: A adesão ao tratamento foi avaliada em pacientes idosos com hipertensão, acompanhados pelo serviço público de saúde, por meio de quatro métodos, incluindo o teste de Morisky-Green (referência), o questionário sobre atitudes referentes à ingestão de medicação (AMI), uma avaliação da adesão por parte do enfermeiro em consultório (AEC), e avaliação domiciliar da adesão (ADA). A ingestão de sal foi estimada pela excreção urinária de sódio de 24 horas. O controle da pressão arterial foi avaliado pelo monitorização ambulatorial da pressão arterial na vigília. RESULTADOS: A concordância entre o teste de Morisky-Green e o AMI (Kappa = 0,27) ou a AEC (Kappa = 0,05) foi pobre. Houve uma concordância moderada entre o teste de Morisky-Green e a ADA. Oitenta por cento tinham a PA controlada, incluindo 42% com efeito do jaleco branco. O grupo com menor excreção de sal relatou evitar o consumo de sal mais vezes (p < 0,001) e também teve maior adesão ao medicamento (p < 0,001) do que o grupo com maior de excreção de sal. CONCLUSÃO: Os testes avaliados não apresentaram boa concordância com o teste de Morisky-Green. A adesão ao tratamento da hipertensão foi baixa; no entanto, houve uma elevada taxa de controle da pressão arterial, quando os sujeitos com o efeito do jaleco branco foram incluídos na análise.

Relação entre a Escala de Adesão Terapêutica de oito itens de Morisky (MMAS-8) e o controle da pressão arterial

FUNDAMENTO: A não adesão terapêutica é um importante e frequentemente não reconhecido fator de risco que contribui para o reduzido controle da Pressão Arterial (PA). OBJETIVO: Determinar a relação entre a adesão terapêutica mensurada a partir de uma versão validada em português da MMAS-8 e o controle da PA em pacientes ambulatoriais hipertensos. MÉTODOS: Foi realizado um estudo transversal com pacientes hipertensos maiores de 18 anos atendidos em seis unidades da Estratégia de Saúde da Família, em Maceió (AL), por meio de entrevistas e mensuração da pressão arterial em domicílio, entre janeiro e abril de 2011. A adesão foi determinada por meio de versão da MMAS-8 traduzida para realização deste estudo. Foram considerados aderentes aqueles pacientes com pontuação igual a 8 na MMAS-8. RESULTADOS: A prevalência da adesão terapêutica entre os 223 pacientes investigados foi de 19,7%, enquanto 34% apresentaram PA controlada (> 140/90 mmHg). O valor médio de adesão segundo a MMAS-8 foi 5,8 (±1,8). Os pacientes aderentes se revelaram mais propensos (OR = 6,1; IC [95%] = 3,0 a 12,0) a ter a pressão arterial sob controle do que aqueles que atingiram valores médios (6 a <8) ou baixos (<6) no score de adesão. A versão em português da MMAS-8 apresentou associação significativa com o controle da PA (p = 0,000). CONCLUSÃO: O diagnóstico do comportamento não aderente por meio da aplicação da MMAS-8 em pacientes sob uso de medicamentos anti-hipertensivos foi fator preditivo de valores elevados de PA sistólica e diastólica.

Trimetazidina e resposta inflamatória em cirurgia de revascularização do miocárdio

FUNDAMENTO: A resposta inflamatória orgânica constitui um mecanismo fisiopatológico presente em todas as cirurgias de revascularização do miocárdio com circulação extracorpórea (CRVM-CEC), e a liberação de mediadores inflamatórios constitui um de seus mecanismos de defesa. OBJETIVO: Avaliar, em estudo prospectivo duplo-cego randomizado e controlado com placebo, os efeitos da trimetazidina (Tmz) sobre a resposta inflamatória, por meio da variação nas interleucinas 6 e 8; TNF-α; complementos C3 e C5, e na proteína C reativa ultrassensível (PCR-us), em dois momentos, pré e pós-operatório. MÉTODOS: Foram estudados 30 pacientes submetidos a CRVM-CEC utilizando cardioplegia hipotérmica intermitente, e com no máximo disfunção ventricular leve, divididos em dois grupos (placebo e Tmz), estratificados por ecocardiografia e recebendo medicação/placebo na dose de 60mg/dia. As amostras foram dosadas no pré-operatório sem medicação, no dia da cirurgia com 12 a 15 dias de medicação/placebo e, seguidamente, 5 min após o desclampeamento aórtico, 12 e 24h, para interleucinas e complementos, e 48h para PCR. RESULTADOS: Não ocorreram diferenças significativas entre os níveis de interleucina 8, Tnf-α, complementos C3 e C5, e PCR-us. No entanto, no grupo tratado, os níveis de interleucina 6 foram significativamente inferiores aos do grupo controle, em todos os momentos analisados. CONCLUSÃO: A trimetazidina mostrou-se eficaz apenas na redução da interleucina 6 nos pacientes submetidos à CRVM.

Big endotelina-1 e óxido nítrico em pacientes idosos hipertensos com e sem síndrome da apneia-hipopneia obstrutiva do sono

FUNDAMENTO: O papel do estresse oxidativo em pacientes idosos hipertensos com síndrome de apneia-hipopneia obstrutiva do sono (SAHOS) é desconhecido. Objetivo: O objetivo foi avaliar os níveis de Big Endotelina-1 (Big ET-1) e Óxido Nítrico (NO) em pacientes idosos hipertensos com e sem SAHOS moderada a grave. MÉTODOS: Os voluntários permaneceram internados durante 24 horas. Obtivemos os seguintes dados: índice de massa corporal (IMC), Monitorização Ambulatorial da Pressão Arterial (MAPA) - 24 horas, e medicação atual. Sangue arterial foi coletado às 7:00 h e às 19:00 h para determinar níveis plasmáticos de NO e Big ET-1. A oximetria de pulso foi realizada durante o sono. A correlação de Pearson, Spearman e análise de variância univariada foram utilizadas para a análise estatística. RESULTADOS: Foram estudados 25 sujeitos com SAHOS (grupo 1) e 12 sem SAHOS (grupo 2), com idades de 67,0 ± 6,5 anos, 67,8 ± 6,8 anos, respectivamente. Não foram observadas diferenças significativas entre os grupos em IMC; no número de horas de sono; PA diastólica e sistólica em 24 h; PA de vigília; PA no sono; ou medicamentos usados para controlar a PA. Não foram detectadas diferenças nos níveis de NO e Big ET-1 plasmáticos às 19:00 h, mas às 7:00 h os níveis de de Big ET-1 foram mais altos (p = 0,03). No grupo 1, correlação negativa também foi observada entre a saturação de oxihemoglobina arterial média e a PA sistólica - 24 horas (p = 0,03, r = -0,44), e Big ET-1 (p = 0,04, r = 0,41). CONCLUSÕES: Na comparação entre idosos hipertensos com e sem SAHOS com PA e IMC semelhantes, observou-se níveis mais elevados de Big ET-1 após o sono no grupo SAHOS. Os níveis de NO não diferiram entre os pacientes hipertensos com ou sem SAHOS.

O Florescimento da cana de açúcar

1 - Análise do Brix Em três das variedades analisadas - F 29-7, Co. 285 e Tuc. 519, - a diferença entre o Brix do caldo das canas florescidas e das canas não florescidas foi estatisticamente insignificante. Apenas em uma variedade - Co. 312 - tivemos um resultado duvidoso. Em F 29-7 nota-se que o erro nas' canas florescidas é maior que nas não florescidas, o que parece indicar uma tendência a maior instabilidade do Brix com o florescimento. A diferença entre os dois erros é, poréxn, de significação duvidosa, embora o valor de P exceda bastante o limite de 5% de probabilidade, sem atingir o de 1%. 2 - Análise dos redutores Houve uma diferença sem significação em F 29-7 e Co. 285. Em Co. 312, porém, o resultado foi duvidoso e em Tuc. 519 foi significante, e em ambas estas variedades as canas não florescidas eram as mais ricas em redutores, o que merece ser salientado. Nota-se que o erro nas canas não florescidas é maior do que nas florescidas, o que indica uma estabilização de percentagem de redutores com o florescimento em F 29-7. A diferença entre os erros é, porém, de significação duvidosa, de sorte que só futuras pesquisas poderão esclarecer essa dúvida. 3 - Análise da pol Neste caso a diferença foi insignificante em F 29-7 e Co. 312 e duvidosa nas outras duas variedades. E nos casos de diferença duvidosa a pol foi maior no caldo das canas florescidas, o que é digno de destaque. O erro foi insignificantemente maior nas canas florescidas do que nas não florescidas. 4 - Análise das cinzas A diferença entre as médias foi insignificante em F 29-7 e Co. 312; foi duvidosa em Tuc. 519 e significante em Co. 285. Nos dois últimos casos a quantidade de cinzas foi maior no caldo das canas não florescidas do que no das florescidas. Nota-se, pelo erro, uma maior variação nas canas não florescidas, mas o teste F dá um resultado duvidoso, que exige novas pesquisas. 5 - Análise da acidez sulfúrica A diferença entre as médias foi insignificante em F 29-7 e Tuc. 519, tendo sido significante nas duas variedades restantes. Nestes dois últimos casos foi o caldo das canas florescidas favorecido com uma acidez menor do que o das não florescidas. O teste F foi absolutamente sem significação, o que significa que a variação é a mesma nas canas florescidas e não florescidas em F 29-7. 6 - Análise de litros de cadlo por quilo de cana A diferença entre as médias foi significante em F 29-7, Co. 285 e Co. 312, sempre com menor quantidade de caldo nas canas n florescidas. Em Tuc. 519 o resultado foi duvidoso, mas como se aproxima bastante do limite de 1% e concorda com os resultados obtidos nas outras variedades e ainda com a observação de medula seca nos gomos terminais das canas florescidas, como já foi dito atrás, esse resultado pode ser tomado como significante. O erro maior nas canas n florescidas e o teste F significante indicam que com o florescimento se estabiliza a relação litros de caldo por quilo de cana. 7 - Análise da fibra Neste caso os resultados foram análogos aos obtidos no caso da relação litros de caldo por quilo' de cana, como era de se esperar. De fato, em F 29-7, Co. 285 e Co. 312 as diferenças foram significantes. Em Tuc. 519 o resultado foi duvidoso, mas as mesmas considerações apresentadas no caso anterior nos levam a considerá-lo significante. Em todas as variedades analisadas as canas florescidas foram sempre mais ricas em fibra. O teste F foi insignificante, c que indica que não há diferença notável entre os erros. 8 - Análise do pêso Esta análise, que só foi feita em F 29-7, nos leva a concluir que o pequeno excesso de peso apresentado pelas canas florescidas n tem a menor significação. Como as nossas observações indicam para as canas florescidas maior comprimento e maior grossura, esse resultado evidencia um murchamente, o que é, aliás, confirmado pela diminuição da relação litros de caldo por quilo dé caria e pelo aumento da quantidade de fibra. Sobre o teste F já salientámos que êle neste caso nos indica que o peso das canas se estabiliza com o florescimento.

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.

Determinação do sexo em pintos da raça Rhode Island Red

Examinando 201 pintos de um dia da raça Rhode Island Red, de rebanho selecionado pela postura e considerando diversos caracteres, principalmente os relacionados com a côr da penugem, conseguimos acertar em 197, numa proporção de 98,01%, não relatada da bibliografia que conhecemos. Julgamos como mais importantes, os seguintes caracteres : mancha clara na asa notada em 100% dos machos e 6,30% das fêmeas; o anel claro na perna ocorreu em 91,80% dos machos e 3,70% das fêmeas. Estas duas particularidades, sòmente, permitem separação de sexo superior a 96%. O sinal junto ao ângulo posterior do olho foi observado em 95,10% das fêmeas e 36,70% dos machos; ponta da asa escura não ocorreu em um macho sequer, mas em 53.20% das fêmeas; ponta da asa clara foi notada em todos os machos e em 46,80% das fêmeas. Os demais caracteres mencionados no quadro, constituem elementos auxiliares de menor valor mas devem ser examinados para se esclarecerem dúvidas. Os erros decorreram de se dar mais importância à pinta escura na cabeça que ao anel claro na perna e à mancha no bordo da asa. O presente trabalho contribui para o esclarecimento do assunto principalmente por considerar o anel claro da perna e o sinal escuro próximo ao ângulo posterior do olho, caracteres valiosos e ainda não apontados anteriormente. Ainda mais, a observação metódica e conjunta de um grande número de atributos relacionados com o dimorfismo sexual constitui um subsídio ao esclarecimento de tão interessante questão.

A determinação do fósforo em fertilizantes pelos métodos espectrofotométrico e colorimétrico diferenciais do ácido fosfovanadomolíbdico

O presente trabalho relata a determinação do P2O5 em fertilizantes simples e em misturas, pelos métodos, espectrofotométrico (espectrofotômetro Beckman, modelo B) diferencial do ácido fosfovánadomólíbdico e pelo método volumétrico alcalimétrico (fosfomolibdato de amônio). Relata também a determinação do P2O5 solúvel em solução de ácido cítrico a 2% nos mesmos materiais, pelos métodos espectrofotométrico e colorimétrico (Klett-Summerson) dif erenciais e volumétrico. Os dados obtidos permitem afirmar que os métodos espectrofotométrico e colorimétrico diferenciais são precisos e muito mais simples e rápidos que o método volumétrico. Considerando-se que os métodos espectrofotométrico e colorimétrico são mais simples, e rápidos que o método volumétrico e que êste está mais sujeito à erros devido às operações de precipitação, filtração, lavagem do precipitado, etc, pode-se adotar os dois primeiros em substituição ao método volumétrico de determinação do P2O5 total e solúvel em solução de ácido cítrico a 2%, em fertilizantes fosfatados, simples e em misturas.

Revisão da família Tetranychidae no Brasil (Arachnida: Acarina)

Este trabalho faz parte da tese que apresentamos a Escola Superior de Agricultura "Luiz de Queiroz", para obtenção do titulo de Doutor em Agronomia. Encerra uma revisão da família Tetranychidae no Brasil. Os seguintes assuntos sao aqui tratados: Lista dos gêneros, subgêneros e especies ocorrentes no Brasil, com referência as plantas hospedeiras e a distribuição geográfica;chave para sub-famílias, tribos e géneros de Tetranychidae; chaves para auxiliar o reconhecimento das especies encontradas no país, lista das plantas hospedeiras. A tribo Porcupinychini Gutierrez, 1969 e posta em sinonimia com Hystrichonyehini Pritchard & Baker, 1955. O genero Anatetranychus Womersley, 1940 e as especies Tetranychus yusti McGregor, 1955 e Oligony ahus mangiferus (Rahman & Sapra, 1940), citados por Flechtmann, 1967, são aqui considerados erros de identificação.

mRNA metabolism: nonsense mediated mRNA decay as a tool for gene therapy and the role of human DIS3L2 in transcript degradation

Tese de mestrado em Biologia Humana e Ambiente, apresentada à Universidade de Lisboa, através da Faculdade de Ciências, 2015

Aplicação do método espectrofotométrico da 2,2'-dipiridil cetoxima na determinação do cobalto em plantas

Os resultados obtidos nos estudos da parte experimental do método da 2,2'-dipiridil cetoxima, permitiriam o estabelecimento de uma técnica para a determinação do cobalto em plantas. A aplicação do método foi precedida de uma avaliação de sua amplitude, exatidão e precisão. Verificou-se que nos intervalos de 0,9 a 9,0 ou de 1,0 a 10,0 microgramas de cobalto/3 ml do solvente, foram obtidos os menores erros relativos da concentração. Dentro dos limites estudados, o método segue a lei de Beer. A precisão da técnica proposta, avaliada através de ensaios de recuperação, foi considerada satisfatória.

Profilaxia da anemia ancilostomótica: sindrome de carencia

É apresentada uma revisão das recentes aquisições na anemia ancilostomótica, assinalando a importância de alimentação qualitativamente deficiente junto á infestação helmíntica na gênese desta doença. Acentuou-se que a anemia ancilostomótica é uma doença de carência. Profilaxia clássica da Ancilostomose resume-se em evitar a infestação do homem pelos ancilostomídeos. Critica-se a aplicabilidade destas medidas e eficiência das mesmas no que diz respeito á incidência da anemia. O presente trabalho mostra aquisições preliminares sôbre fundamentos de uma profilaxia de carência (tipo profilaxia do bócio endêmico) da anemia ancilostomótica, baseada na administração de alimentos contaminados por um sal de ferro. As misturas sulfato ferroso-farinha de mandióca e citrato férrico amoniacal-caldo de feijão, mostraram-se eficientes em prevenir a queda das cifras hemáticas durante largos períodos de tempo em indivíduos maciçamente infestados (6-8 meses). Não foi verificada a dose diária mínima eficiente dêstes sais, obtendo-se resultados satisfatorios mesmo com 0.1 g diária de sulfato ferroso (correspondendo a 0.037 g de ferro metálico). Numerosos alimentos e sais de ferro foram experimentados com resultados infrutíferos por diferentes razões. A influência dos helmintos, pela hemorragias intestinais que acarretam poude ser mais uma vez estudada, nos casos de sais de ferro administrados em doses ineficientes ou em períodos de prova sem medicação marcial. É proposta nova classificação de intensidade de infestação, levando em consideração o conhecido fato de ser a atividade dos helmintos, exclusivamente expoliadora. Em conclusão, nos parece exequível a profilaxia da anemia ancilostomótica mediante ingestão de alimentos contaminados por quantidades eficientes de sais de ferro. Êste método profilático extremamente econômico será na prática, provàvelmente, muito superior aos métodos de profilaxia anti-helmíntica, que além de onerosos são pouco práticos, pois interferem em hábitos enraizados nas populações rurais.