O etanercepte induz QRS de baixa tensão e disfunção autonômica em camundongos com doença de Chagas experimental

FUNDAMENTO: A doença de Chagas é uma doença parasitária tropical causada pelo protozoário flagelado Trypanosoma cruzi. A cardiomiopatia chagásica é caracterizada por distúrbios na regulação autonômica e na condução do potencial de ação nas fases aguda e crônica da infecção. Embora o fator de necrose tumoral alfa (TNF-α) tenha sido associadoà cardiomiopatia em modelos experimentais e em pacientes com doença de Chagas, outros relatos sugerem que o TNF-α pode exercer ações antiparasitárias durante a fase aguda da infecção. OBJETIVOS: Este estudo teve como objetivo determinar os efeitos de um blocker TNF-α solúvel, o etanercepte, em parâmetros eletrocardiográficos na fase aguda da infecção experimental com Trypanosoma cruzi. MÉTODOS: Foram feitos eletrocardiogramas em camundongos infectados não tratados e camundongos infectados que foram tratados com etanercepte 7 dias após a infecção. Os parâmetros de variabilidade onda do eletrocardiograma e frequência cardíaca foram determinados utilizando o Chart para Windows. RESULTADOS: O tratamento com etanercepte resultou em uma baixa tensão do complexo QRS e uma redução da variabilidade da frequência cardíaca em comparação com a ausência de tratamento. No entanto, os camundongos tratados apresentaram um atraso na queda da curva de sobrevivência durante a fase aguda. CONCLUSÃO: Os resultados deste estudo sugerem que, embora o tratamento com etanercepte promova a sobrevivência em camundongos infectados com uma linhagem virulenta de T. cruzi, o bloqueio do TNF-α gera um complexo de baixa tensão e disfunção autonômica durante a fase aguda da infecção. Esses resultados indicam que a mortalidade durante a fase aguda pode ser atribuída a uma resposta inflamatória sistêmica, em vez da disfunção cardíaca.

Associação entre medidas antropométricas e fatores de risco cardiovascular em crianças e adolescentes

FUNDAMENTO: A obesidade tem sido identificada como importante fator de risco no desenvolvimento de doenças cardiovasculares, porém outros fatores exercem influência, combinados ou não à obesidade, e devem ser considerados na estratificação de risco cardiovascular em pediatria. OBJETIVO: Analisar a associação entre medidas antropométricas e fatores de risco cardiovascular, investigar os determinantes para as mudanças da pressão arterial (PA) e propor uma equação de predição para circunferência de cintura (CC) em crianças e adolescentes. MÉTODOS: Foram avaliadas 1.950 crianças e adolescentes, com idade entre 7-18 anos. Foi investigada a gordura visceral pela CC e a relação cintura-quadril, PA e índice de massa corporal (IMC). Em uma subamostra selecionada aleatoriamente desses voluntários (n = 578), foram medidos o colesterol total, a glicemia e os triglicerídeos. RESULTADOS: A CC se correlacionou positivamente com o IMC (r = 0,85; p < 0,001) e a PA (PAS r = 0,45 e PAD = 0,37; p < 0,001). A glicemia e os triglicerídeos apresentaram correlação fraca com a CC (r = 0,110; p = 0,008 e r = 0,201; p < 0,001, respectivamente). O colesterol total não se correlacionou com nenhuma variável. Idade, IMC e CC foram preditores significativos nos modelos de regressão para PA (p < 0,001). Propõe-se uma equação de predição da CC para crianças e adolescentes: meninos: y = 17,243 + 0,316 (altura em cm); meninas: y = 25,197 + 0,256 (altura em cm). CONCLUSÃO: A CC está associada com fatores de risco cardiovascular e apresenta-se como fator preditor de risco para hipertensão em crianças e adolescentes. A equação de predição para CC proposta em nosso estudo deve ser testada em futuros trabalhos.

Alteração precoce da matriz extracelular e parâmetros diastólicos na síndrome metabólica

FUNDAMENTOS: Síndrome Metabólica (SM) está associada com maior risco cardiovascular, porém não está claro se as alterações miocárdicas presentes nessa condição, como a disfunção diastólica, são consequência de mecanismos sistêmicos ou de efeitos diretos no miocárdio. OBJETIVOS: Comparar função diastólica, biomarcadores de atividade da Matriz Extracelular (MEC), inflamação e estresse hemodinâmico, em pacientes com SM e controles saudáveis. MÉTODOS: Pacientes com SM (n = 76) e controles saudáveis (n = 30) foram avaliados clinicamente e submetidos a exame ecocardiográfico e mensuração dos níveis plasmáticos de metaloproteinase-9 (MMP9), inibidor tecidual da metaloproteinase-1 (TIMP1), proteína C reativa ultrassensível (PCR-us), resistência insulínica (HOMA-RI) e NT-proBNP. RESULTADOS: O grupo SM apresentou menor onda E' (10,1 ± 3,0 cm/s vs. 11,9 ± 2,6 cm/s, p = 0,005), maiores valores para onda A (63,4 ± 14,1 vs. 53,1 ± 8,9 cm/s, p < 0,001), razão E/E'(8,0 ± 2,2 vs. 6,3 ± 1,2; p < 0,001), MMP9 (502,9 ± 237,1 vs. 330,4 ± 162,7 ng/mL, p < 0,001), PCR-us (p = 0,001) e HOMA-RI (p < 0,001), sem diferença nos níveis de TIMP1 e NT-proBNP. Na análise multivariada, apenas MMP9 foi independentemente associada a SM. CONCLUSÃO: Pacientes com SM apresentaram diferenças em medidas ecocardiográficas de função diastólica, na atividade da MEC, PCR-us e HOMA-RI em relação aos controles. Porém, somente MMP9 foi independentemente associada com SM. Esses achados sugerem que os efeitos precoces da SM sobre a atividade da MEC podem não ser detectados nas medidas ecocardiográficas de função diastólica usuais.

Desfecho de Curto e Longo Prazo na Cardiomiopatia Induzida por Estresse: O que Podemos Esperar?

Fundamento: A cardiomiopatia de estresse/Takotsubo (CT) é uma entidade diagnóstica cada vez mais reconhecida. Objetivo: Este estudo teve como objetivo avaliar a prevalência e os preditores clínicos de complicações de curto e longo prazo de pacientes (pts) com CT. Métodos: Foram incluídos todos os pts consecutivamente admitidos no nosso centro, entre novembro de 2006 e agosto de 2011, que preenchiam os critérios diagnósticos da Clínica Mayo. Resultados: Analisaram-se 37 pts (35 mulheres), com idade média de 63 ± 13 anos. A CT foi precipitada na maioria dos casos por eventos de estresse emocional (57%) e dor torácica foi o sintoma de apresentação mais frequente (89%). O electrocardiograma na admissão mostrou supradesnivelamento do segmento ST em 12 pts (32%) e inversão da onda T em 15 casos (41%). Verificou-se disfunção sistólica ventricular esquerda (VE) grave em 16 pts (45%) e a elevação média de troponina I foi de 2,6 ± 1,8 ng/mL. A taxa de complicações intra-hospitalares foi de 30%, sendo o choque cardiogênico a situação mais comum. O estresse físico, a disfunção sistólica grave do VE e o valor de pico do peptídeo natriurético cerebral (BNP) foram preditores de complicações agudas. Não foi encontrada associação entre o pico de troponina I e a apresentação eletrocardiográfica. Trinta e cinco pacientes foram acompanhados por um tempo médio de 482 ± 512 dias, sem recorrência clínica. Conclusão: Na nossa série de pacientes, a CT foi associada a uma alta taxa de complicações intra-hospitalares. O estresse físico, a disfunção sistólica do VE e o valor de pico do BNP foram preditores de desfechos adversos agudos.

Parâmetros Ecocardiográficos e Sobrevida na Cardiopatia Chagásica com Disfunção Sistólica Importante

Fundamento: O ecocardiograma fornece dados importantes na avaliação cardiológica de pacientes em insuficiência cardíaca. A identificação de parâmetros ecocardiográficos na cardiopatia chagásica grave auxiliaria na implementação terapêutica e na avaliação prognóstica. Objetivo: Correlacionar parâmetros ecocardiográficos com desfecho mortalidade cardiovascular em pacientes com fração de ejeção < 35%. Métodos: Estudo de análise retrospectiva de parâmetros ecocardiográficos coletados prospectivamente e pré-especificados em 60 pacientes incluídos no Estudo Multicêntrico Randomizado de Terapia Celular em Cardiopatias - braço cardiopatia chagásica. Os parâmetros foram: diâmetros e volumes diastólico e sistólico do ventrículo esquerdo, fração de ejeção, diâmetro do átrio esquerdo, volume do átrio esquerdo, volume indexado do átrio esquerdo, pressão sistólica da artéria pulmonar, integral da velocidade do fluxo aórtico, índice de performance miocárdica, taxa de aumento da pressão do ventrículo esquerdo, tempo de relaxamento isovolumétrico, velocidade das ondas E, A, Em, Am e Sm, tempo de desaceleração da onda E, relação E/A , E/Em e insuficiência mitral. Resultados: No seguimento médio de 24,18 meses, 27 pacientes faleceram. a fração de ejeção média era de 26,6 ± 5,34%. Na análise multivariada, foram incluídos os parâmetros de fração de ejeção (HR = 1,114; p = 0,3704), volume indexado do átrio esquerdo (HR = 1,033; p < 0,0001) e relação E/Em (HR = 0,95; p = 0,1261). O volume indexado do átrio esquerdo foi um fator de predição independente em relação ao desfecho e observou-se que um valor > 70,71 mL/m2 foi associado ao aumento significativo na mortalidade (log rank p < 0,0001). Conclusão: O volume indexado do átrio esquerdo mostrou-se como único fator de predição independente de mortalidade nesta população de pacientes chagásicos e com disfunção sistólica importante.

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.

Símbolos projetivos de Fedorow

Na Cristalografia de BOLDYREV, (1934), é deduzida uma equação geral de projetividade [13], que se aplica aos diferentes sistemas cristalográficos. O presente trabalho cuida dos símbolos projetivos de Fedorow, em cada sistema, através da projeção estereográfica.

A precipitação do estrôncio na forma de cromato em meio amoniacal e hidroalcoolico

O presente trabalho relata os dados relativos a análise qualitativa e quantitativa do precipitado, que se forma quando se adiciona a uma solução contendo estrôncio, dicromato de potássio, em meio amoniacal e hidroalcoólico. Em lugar de se formar cromato de estrôncio simples, SrCrO4, forma-se um cromato que além do estrôncio, contém os ions amônio e potássio. Soluções padrões contendo desde 1, 8 até 50,5 mg de estrôncio, foram tratadas com solução de dicromato de potássio 2 normal, amoníaco e solução hidroalcoólica com 95% de álcool absoluto. O precipitado foi pesado e a equação de regressão que relaciona o peso do estrôncio colocado e o peso do precipitado obtido, e a seguinte: Y = 4,58 X + 0, 84, onde: X é o pêso em miligramas, do estrôncio colocado Y é o pêso em miligramas, do precipitado A composição provável do precipitado parece ser 6 SrCrO4 (NH4)2 CrO4. 6K2CrO4

"O pH de soluções de ácido acético, cítrico, oxálico e tartárico"

O presente trabalho descreve os dados obtidos sôbre a determinação do pH em soluções, desde 0,005 até 0,50 molar de ácido acético, ácido cítrico, ácido oxálico e ácido tartárico. Os dados obtidos experimentalmente, quando expressos em função de pC, isto é, em função de log log 1/C apresentaram uma relação linear. Por outro lado, calculando-se o pH das diversas soluções dos ácidos estudados, através de duas equações, uma do primeiro grau e outra do segundo grau, observou-se que os resultados calculados pela segunda equação apresentaram valores muito próximos aos determinados experimentalmente, conquanto no cálculo tenha sido usada apenas, a primeira constante termodinâmica de ionização, para os ácido cítrico, oxálico e tartárico. Uma vez que o valor do pH determinado e o do pH calculado constituem uma função linear do pC, foram estabelecidas duas equações de regressão para cada ácido estudado. Na primeira equação de regressão o pH determinado figura como variável dependente e na segunda, o pH calculado é a variável dependente. Nas duas equações o pC é a variável independente.

A influência de grãos pretos em ligas com cafés de bebida mole

Os autores estudam a influência de grãos pretos em ligas com cafés brasileiros de bebida Mole. Foram ensaiadas porcentagens crescentes de grãos pretos: 0, 1, 2, 5, 10, 15, 20, 30, 40 e 50%. Realizaram-se dois ensaios de degustação em blocos incompletos equilibrados, com t = 10 tratamentos, k = 4 parcelas por bloco, r = 6 repetições, b = 15 blocos, X = 2. Cada parcela era formada por 3 xícaras de tipo padrão e foi provada por 3 degustadores, que davam sua opinião xícara por xícara. Os dados coletados são, pois, 1080, isto é, 540 para cada um dos dois ensaios. Mas cada ensaio tinha realmente apenas 60 parcelas, a cada uma das quais correspondia a média das 9 opiniões sôbre ela emitidas (3 degustadores x 3 xícaras). As bases deste método experimental são as expostas em FAIRBANKS BARBOSA e outros (1962), com as modificações indicadas. Os dois ensaios deram resultados bem concordantes, que levaram às seguintes conclusões: 1 - Os grãos pretos prejudicam sensìvelmente a bebida, e seu efeito é aproximadamente linear. 2 - Porcentagens de grãos pretos de 10% para cima causam prejuizo sensível. 3 - A equação de regressão é Y = 3,792 - 0,0379 X, onde X é a porcentagem de grãos pretos e Y é o número de pontos correspondentes à bebida.

Influência de cafés de gôsto rio em ligas com cafés de bebida mole

Os autores estudam a influência do café Rio em ligas com cafés brasileiros de bebida Mole. Foram ensaiadas porcentagens crescentes de Café Rio: 0,0; 0,5; 1,0; 1,5; 2,0; 2,5; 3,0; 3,5; 4,0; 4,5; 5,0; 7,5; 10,0; 12,5; 15,0; 20,0; 25,0; 30,0; 35,0; 40,0; 50,0. Realizaram-se dois experimentos em blocos incompletos equilibrados, com t = 21 tratamentos (os mencionados acima), k = 3 parcelas por bloco, r = 10 repetições, b = 70 blocos, L = 1. Cada parcela era formada de 3 xícaras, de tipo padrão, sobre as quais cada degustador dava uma só opinião. Cada parcela era provada por 3 degustadores. Os dados coletados são, pois, 630 para cada ensaio (210 parcelas, 3 degustadores). Atribuia-se a cada parcela, para fins de análise estatística, a média das opiniões dos 3 degustadores. Os dois ensaios deram resultados bem concordantes, que levaram às seguintes conclusões: a) Faz-se necessária a transformação dos dados, pois as variâncias relativas aos diversos tratamentos são muito discrepantes. b) A transformação T = √ Y dá resultados satisfatórios. c) O café Rio prejudica sensivelmente a bebida do café Mole, para teores a partir de 2,0%. d) Para teores de 4,5% em diante a liga tem bebida Riada ou Rio. e) A regressão obtida não é estritamente linear, mas a linha reta da uma aproximação razoável. f) Consideradas as porcentagens de 0,0 a 10,0%,a equação de regressão para os dados transformados pela transformação T = √ Y é: T = 1,7045 - 0,127 X, onde X é a porcentagem de café Rio e T dá a bebida, na escala numérica adotada, transformada pela raíz quadrada. g) A equação de regressão para os tratamentos de 0,0 a 10,0% de cafe Rio é Y = 3,0997 - 0,3281 X, isto é, há uma queda de 0,3281 na escala numérica da bebida, para cada unidade de porcentagem de café Rio.

A determinação do cobre pelo método calorimétrico do dietilditiocarbamato de sódio

O trabalho em aprêço, relata o estudo de diversos aspectos do método espectrofotométrico da determinação do cobre pelo dietilditiocarbamato de sódio. Dentre os aspectos estudados, podem ser citados os seguintes: a) Reativo: influência da concentração e sua conservação em função do tempo. b) Influência da quantidade de EDTA. c) Solventes: escolha do solvente, do comprimento de onda e do filtro. d) Estabilidade do composto. e) Estudo da amplitude, exatidão e precisão do método. f) Aplicação do método, na determinação do cobre em plantas e solos.

O emprêgo dos radioisótopos no estudo da fertilidade do solo: II. outras fórmulas para avaliação dos teores de nutrientes disponíveis

O presente trabalho é continuação de um artigo anterior em que o autor se refere as equações de FRIED & DEAN(1952), de LANSEN (1952) e de BARBIER, LESAINT & TYSZKIEWICZ (1954). Nele é apresentada uma expressão aparentemente diferente das citadas, mas que lhes é equivalente para avaliação do teor de um nutriente disponível do solo empregando-se um isótopo radioativo do mesmo. O presente trabalho faz referência ainda à equação de SOKOLOV (1958) e a um processo chamado de diluição isotópica inversa.

Estudo colorimétrico da montmorilonita I : obtenção da reta padrão e estudo da influência do quartzo e da caolinita na absorbância do sistema colorido

O objetivo deste trabalho é iniciar estudos no sentido de estabelecer um método colorimétrico para a determinação quantitativa da montmorilonita. E para tal baseou-se na reação deste argilo-mineral com uma solução aquosa de benzidina. Os testes iniciais mostraram que o complexo colorido segue a lei de Lambert-Beer, pelo menos no intervalo de concentração de 7,35 a 36,75 microgramas de montmorilonita por mililitro, sendo que a equação obtida para relacionar a absorbância com a concentração foi : X - 5 L - 14,7 (L é a absorbância e X é microgramas de montmorilonita). Testou-se também a influência da presença do quartzo e da caolonita, chegando-se a conclusão que a presença destes minerais concorre para aumentar a absorçância (embora não houvesse aumento na intensidade da cor azul, sendo que tal aumento era maior nas misturas em que os três minerais estavam presentes.

A adsorção de boro pelo solo

Amostras de solos procedentes dos horizontes B2 e B3 da Série Guamium (Latosólico Vermelho Escuro-orto) e do horizonte Ap da Série Godinhos (Podzólico Vermelho-Amarelo, var. Piracicaba) do Município de Piracicaba, foram tratadas com carbonato de cálcio a fim de se obter uma variação relativamente ampla do pH. Avaliou-se a capacidade de retenção ou adsorção de boro das amostras de solos, mediante a agitação de dois gramas de material com 5 ml de soluções padrão contendo quantidades crescentes de boro. Após um repouso durante 16 horas, procedeu-se à determinação do teor de boro da solução de equilíbrio. Calculou-se a quantidade de boro adsorvida por diferença entre a originalmente existente e a determinada na solução de equilíbrio após a agitação e repouso. Os dados obtidos evidenciaram que a quantidade de boro adsorvido pelas amostras de solos estudadas aumenta com a concentração de boro da solução de equilíbrio e cresce à medida que se eleva o pH. A equação de Freundich, na sua forma linear, traduziu de um modo adequado a dependência da quantidade de boro adsorvida (log x/m ) da concentração de boro da solução de equilíbrio (log c ) e do pH do solo.