Estudo de validação da versão portuguesa da Alarm Distress Baby Scale (ADBB)

Contexto. O comportamento de retraimento social prolongado da criança é um importante sinal de alarme, quer tenha origem orgânica, psicológica e/ou social. A. Guédeney construiu a Alarm Distress Baby Scale (ADBB), para identificar este comportamento no contexto da consulta pediátrica ou da observação psicológica. Objectivos. Validação da versão portuguesa da ADBB destinada a avaliar o comportamento de retraimento social de crianças com idades compreendidas entre 2 e 24 meses. Metodologia A ADBB e as Bayley Scales of Infant Development (BSID) foram administradas a uma amostra de 130 lactentes com 3 meses de idade, cujas mães preencheram a versão portuguesa da Edinburgh Postnatal Depression Scale (EPDS); 51 bebés foram novamente avaliados aos 12 meses de idade. Resultados. Os itens da ADBB organizam-se satisfatoriamente em duas sub-escalas. A consistência interna do instrumento é razoável (alpha de Cronbach = .587). A validade externa é elevada: a correlação entre os resultados na ADBB e nas BSID é muito significativa - os bebés que aos 3 meses apresentam um resultado igual ou superior a 5 na ADBB evidenciam menor desenvolvimento nas BSID. Os resultados testemunham ainda que bebés de mães deprimidas (EPDS ≥ 12) mostram mais sinais de retraimento social do que os bebés das mães não deprimidas. Conclusão. A escala permite detectar crianças a necessitar de ajuda no sentido de contrariar o retraimento social que encetaram em relação ao meio. Desenhada para sinalizar tão precocemente quanto possível o retraimento social do lactente, e na medida em que este é um comprovado sinal da perturbação do desenvolvimento, a ADBB pode estimular os clínicos na procura das suas causas e na intervenção junto das mesmas. Estudos em amostras de crianças com mais idade são necessários. No entanto, os resultados obtidos apontam que a Versão portuguesa da ADBB é robusta e válida.

Massa ventricular esquerda em portadores de insuficiência cardíaca

OBJETIVO: Avaliar a massa ventricular esquerda em pacientes com insuficiência cardíaca, as correlações com outras variáveis clínicas e com o prognóstico. MÉTODOS: Foram estudados 587 pacientes com idades entre 13,8 anos e 68,9 anos, 461 (78,5%) homens e 126 (21,5%) mulheres. A massa ventricular esquerda foi estimada com o uso do ecocardiograma no modo M e indexada pela altura. RESULTADOS: O índice da massa ventricular esquerda variou de 35,3 g/m a 333,5 g/m e aumentou conforme a idade. O índice da massa ventricular esquerda foi maior nos homens (média 175,7 g/m) do que nas mulheres (média 165,7 g/m). O índice da massa ventricular esquerda foi maior nos portadores de cardiomiopatia hipertensiva (média 188,1 g/m), de cardiomiopatia dilatada idiopática (média 177,7 g/m) e de cardiomiopatias de outras etiologias (média 175,1 g/m) do que nos portadores de cardiomiopatia chagásica (média 164,3 g/m) e isquêmica (média 162 g/m). O índice da massa ventricular esquerda de portadores de insuficiência cardíaca demonstrou associação com a idade, o sexo, a etiologia e o diâmetro do átrio esquerdo. A correlação com a fração de ejeção do ventrículo esquerdo foi negativa - o aumento do índice da massa ventricular esquerda associou-se à redução da fração de ejeção. O risco relativo de óbito foi 1,22 para cada acréscimo de 50 g/m no índice da massa ventricular esquerda. CONCLUSÕES: A estimação da massa ventricular esquerda pode contribuir para a avaliação prognóstica de portadores de insuficiência cardíaca.

Potenciais tardios ao eletrocardiograma de alta resolução no domínio do tempo em portadores de insuficiência cardíaca de diferentes etiologias

OBJETIVO: Avaliar freqüência, correlações clínicas e influência prognóstica do potencial tardio no eletrocardiograma de alta resolução, em portadores de insuficiência cardíaca de diferentes etiologias. MÉTODOS: Foi estudado o eletrocardiograma de alta resolução, durante 42 meses, em 288 portadores de insuficiência cardíaca de diferentes etiologias, 215 homens (74,65%) e 73 mulheres (25,35), de idades entre 16 e 70 anos (média 51,5, desvio-padrão 11,24). As etiologias da insuficiência cardíaca foram: cardiomiopatia hipertensiva, 78(27,1%); cardiomiopatia dilatada idiopática, 73(25,4%); cardiomiopatia isquêmica, 65(22,6%); cardiomiopatia da doença de Chagas, 42(14,6%); cardiomiopatia alcoólica, 9(3,1%); cardiomiopatia periparto, 6(2,1%); valvopatias em 2(4,2%) e miocardite viral, 3(1,04%). Foram avaliadas a duração do QRS Standard, duração do QRS filtrado, duração do sinal abaixo de 40µV e a raiz quadrada nos últimos 40ms quanto a idade, sexo, etiologia, achados do eletrocardiograma de repouso de 12 derivações, do ecocardiograma, do eletrocardiograma de longa duração e mortalidade. Para a análise estatística, foram utilizados os testes: exato de Fisher, t de Student, de Man-Whitney, análise de variância, Log-HanK e o método de Kaplan-Meyer. RESULTADOS: O potencial tardio foi diagnosticado em 90 (31,3%) pacientes e não houve correlação com as etiologias. Sua presença associou-se a: menor consumo máximo de oxigênio a cicloergoespirometria (p=0,001); taquicardia ventricular sustentada e não sustentada ao Holter (p=0,001), morte súbita e mortalidade (p<0,05). Houve uma maior sobrevida nos pacientes sem potencial tardio. CONCLUSÃO: A presença de potencial tardio não se associou às etiologias e mostrou-se um marcador de pior prognóstico.

Uso da ecocardiografia contrastada para avaliação de tumores e trombos

A ecocardiografia contrastada baseia-se na injeção endovenosa de microbolhas que são marcadores de fluxo sangüíneo e aumentam o sinal ultra-sonográfico. O uso de agentes de contraste melhora a opacificação das cavidades cardíacas e o delineamento dos bordos endocárdicos, além de permitir a avaliação da perfusão. Recentemente, a ecocardiografia contrastada tem sido empregada na avaliação de massas cardíacas. Neste artigo são relatados um caso de mixoma atrial esquerdo (tumor benigno), um caso de metástase de adenocarcinoma de pulmão (tumor maligno) e um caso de trombo avaliados pela ecocardiografia contrastada, demonstrando que esse método tem o potencial para diagnosticar diferentes tipos de massas cardíacas.

Uso da tomografia de coerência ótica intracoronariana para caracterização precisa da aterosclerose

A Tomografia de Coerência Ótica (TCO) é uma nova tecnologia de imagem baseada em interferometria de baixa coerência que utiliza a dispersão de luz quase-infravermelha como uma fonte de sinal para fornecer imagens transversais vasculares com definição muito superior à de qualquer outra modalidade disponível. Com uma resolução espacial de até 10μm, a TCO fornece uma resolução 20 vezes maior do que o ultrassom intravascular (USIV), a modalidade atualmente mais utilizada para obter imagens intra-coronárias. A TCO tem uma capacidade de fornecer um entendimento das várias fases da doença aterosclerótica e a resposta vascular ao tratamento. Estudos tem mostrado a capacidade da TCO em detectar estruturas arteriais e ajudar na determinação de diferentes constituintes histológicos. Sua capacidade de distinguir diferentes graus de alterações ateroscleróticas e os vários tipos de placas, quando comparada à histologia, tem sido recentemente demonstrada com correlações inter e intra-observador aceitáveis para esses achados. A TCO fornece uma resolução endovascular excepcional em tempo real in vivo, que tem sido explorada para avaliar as estruturas vasculares e a resposta ao uso do equipamento. Embora a profundidade permaneça uma limitação para a caracterização de placa além de 2 mm através da TCO, uma resolução próxima à histológica pode ser obtida dentro do primeiro milímetro da parede do vaso, permitindo uma avaliação extraordinária das características e espessura da capa fibrosa. Além disso, a avaliação da cobertura de neoíntima, padrões de tecido para-haste e aposição de stent podem agora ser escrutinizados para hastes individuais na escala de mícrons, a assim chamada análise em nível de haste. A TCO levou a imagem intravascular ao nível de mícron na análise vascular in vivo e espera-se que breve se torne uma ferramenta valiosa e indispensável para cardiologistas em aplicações clínicas e de pesquisa.

Implante de stents em conduto cirúrgico cavopulmonar: relato de dois casos

Apesar dos avanços na cirurgia de Fontan, obstruções nos condutos extracardíacos podem ocorrer e causar deterioração clínica. Relatamos dois casos em que foram realizados implante de stent para correção de estenose na cirurgia de Fontan. Ascite era o sinal clínico comum; um paciente tinha enteropatia perdedora de proteínas.Todos os procedimentos obtiveram sucesso angiográfico e clínico.

Respostas hemodinâmicas a um protocolo de treinamento isométrico de preensão manual

FUNDAMENTO: No passado, os exercícios isométricos foram proscritos para cardiopatas. Contudo, evidências recentes sugerem que um protocolo de treinamento isométrico de preensão manual (PTIM) - quatro séries de dois minutos a 30% da força máxima - provoca efeitos favoráveis sobre a modulação autonômica e reduz os níveis de pressão arterial sistólica (PAS) e diastólica (PAD) de repouso. OBJETIVO: Visando obter subsídios para uma ampla aplicabilidade clínica, quantificamos as principais respostas hemodinâmicas durante uma sessão de PTIM em pacientes de um programa de exercício supervisionado. MÉTODOS: Quarenta e um pacientes (36 homens) realizaram o PTIM com medidas da frequência cardíaca (FC) e da PA antes, durante cada uma das duas séries feitas com o braço esquerdo e um minuto após a finalização. As medidas foram colhidas mediante um sinal de eletrocardiograma em um tensiômetro oscilométrico digital Tango+, previamente validado para condições de exercício físico. RESULTADOS: PTIM foi adequadamente realizado e sem a ocorrência de reações clínicas adversas. Observou-se um pequeno aumento dos níveis de PAS e de PAD, respectivamente, 16 e 7 mm Hg (p < 0,05) e um incremento ainda menor da FC - 3 bpm - (p < 0,05), quando compararam-se os dados obtidos aos 80 segundos da última série com os de pré-exercício. Um minuto pós-esforço, os valores de FC, de PAS e PAD já haviam praticamente retornado aos níveis iniciais. CONCLUSÃO: PTIM foi bem tolerado por pacientes em programas de exercício, gerando uma repercussão hemodinâmica transiente e modesta, sem induzir a rápida inativação vagal cardíaca característica dos exercícios dinâmicos e curtos.

Avaliação da doença vascular do enxerto no transplante cardíaco: experiência de um centro brasileiro

FUNDAMENTO: O transplante cardíaco continua sendo o tratamento de escolha para a insuficiência cardíaca refratária ao tratamento otimizado. Dois métodos diagnósticos apresentam elevada sensibilidade no diagnóstico de episódios de rejeição ao enxerto e Doença Vascular do Enxerto (DVE), causas importantes de mortalidade no pós-transplante. OBJETIVO: Avaliar a relação entre os resultados do ultrassom intracoronariano (USIV) e os laudos das biópsias endomiocárdicas (BX) no seguimento de pacientes submetidos a transplante cardíaco em um serviço de referência brasileiro. MÉTODOS: Foi realizado um ensaio epidemiológico retrospectivo observacional, com pacientes submetidos a transplante cardíaco ortotópico, no período de 2000 a 2009. Foram analisados os prontuários desses pacientes e os resultados dos USIV e BX realizados rotineiramente no seguimento clínico pós-transplante e terapêutica em uso. RESULTADOS: Dos 77 pacientes analisados, 63,63% são do sexo masculino, nas faixas etárias de 22 a 69 anos. Quanto aos resultados dos USIV, 33,96% foram classificados em Stanford classe I, e 32,08%, como Stanford IV. Dos 143 laudos das biópsias, 51,08% tiveram resultado 1R, 3R em 0,69% dos laudos, e 14,48% apresentaram a descrição de efeito Quilty. Todos usaram antiproliferativos, 80,51% usaram inibidores da calcineurina e 19,48% usaram inibidores do sinal de proliferação (ISP). CONCLUSÃO: A avaliação dos pacientes pós-transplante cardíaco por meio do USIV incorpora informações detalhadas para o diagnóstico precoce e sensível da DVE, que são complementadas pelas informações histológicas fornecidas pelas BX, estabelecendo uma possível relação causal entre a DVE e os episódios de rejeição humoral.

Evolução de indicadores socioeconômicos e da mortalidade cardiovascular em três estados do Brasil

FUNDAMENTO: Doenças do aparelho circulatório são a primeira causa de morte no Brasil. OBJETIVO: Correlacionar taxas de mortalidade por doenças do aparelho circulatório nos Estados de Rio de Janeiro, São Paulo, Rio Grande do Sul, e em suas capitais, entre 1980 e 2008, com indicadores socioeconômicos coletados a partir de 1949. MÉTODOS: Populações e óbitos obtidos no Datasus/MS. Calcularam-se taxas de mortalidade por doenças isquêmicas do coração, doenças cerebrovasculares, causas mal definidas, doenças do aparelho circulatório (DApCirc) e todas as causas, ajustadas pelo método direto e compensadas por causas mal definidas. Dados de mortalidade infantil foram obtidos nas secretarias estaduais e municipais de saúde e no IBGE. Dados de PIB e escolaridade foram obtidos no Ipea. As taxas de mortalidade e os indicadores socioeconômicos foram correlacionados pela estimação de coeficientes lineares de Pearson, para determinar a defasagem anual otimizada. Foram estimados os coeficientes de inclinação da regressão entre a dependente doença e a independente indicador socioeconômico. RESULTADOS: Houve redução da mortalidade nos três Estados, essa ocorreu especialmente por queda de mortalidade por doenças cardiovasculares, em especial das doenças cerebrovasculares. A queda da mortalidade por doenças do aparelho circulatório foi precedida por redução da mortalidade infantil, elevação do produto interno bruto per capita e aumento na escolaridade, com forte correlação entre indicadores e taxas de mortalidade. CONCLUSÃO: A variação evolutiva dos três indicadores demonstrou correlação quase máxima com a redução da mortalidade por DApCirc. Essas relações sinalizam a importância na melhoria das condições de vida da população para reduzir a mortalidade cardiovascular.

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.

Os pigmentos amarelo-laranja do grão de milho como precursores da vitamina a na alimentação dos pintos

A presente experiência foi realizada afim de se constatar a influência de dois tipos de milho comerciais, com grãos coloridos de amarelo-laranja, como precursores de vitamina A no crescimento de pintos. Um deles, denominado "Cateto", duro, de côr laranja muito forte e outro, chamado "Armour", dente, de coloração amarelo-laranja. Para testemunha foi empregado o milho "Cristal", duro e branco. Uma análise dos pigmentos dos dois tipos de milho com gráos coloridos mostrou que o milho Cateto, com grãos de coloração laranja forte, tem aproximadamente o dobro de pigmentos, tanto total como quanto a parte ativa em relação à vitamina A, quando comparado com o milho dente amarelo-laranja. Três lotes de pintos de 3 semanas foram utilizados, cada um recebendo a mesma ração onde variava somente o tipo de milho. Nas três primeiras semanas os três lotes reagiram bem, sem quaisquer diferenças apreciáveis. Após a terceira semana, o lote que recebeu milho branco apresentou uma queda sensível de peso dos pintos, os quais apresentaram todos os sinais de avitaminose A. Os outros dois lotes que receberam ração contendo milho de grãos coloridos não apresentaram sinal de avitaminose A. Os resultados obtidos indicam assim que a) o milho "Armour", dente, de grãos amarelo-laranja, embora possua, em relação ao milho "Cateto", duro, de grãos coloridos de laranja forte, cerca da metade da quantidade de pigmentos ativos em relação a formação de vitamina A no organismo animal, é capaz de prevenir a avitaminose, quando empregado em cerca de 70% da ração, b) que a ração contendo o milho "Cristal", duro, de grãos brancos, é deficiente, produzindo uma acentuada avitaminose A, que deverá ser corrigida, na falta de milho de grãos amarelo-laranja, por alimento verde ou outro alimento fornecedor dessa vitamina e c) que sendo o milho "Cateto", mais caro de Cr.$2,00 a 8,00 por saco de 60 quilos, há vantagem econômica no emprego do milho tipo "Armour" na constituição das misturas para aves.

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.

Aspectos do melhoramento genético do gado canchim

Neste trabalho estimou-se o coeficiente de herdabilidade do peso aos 18 meses de idade do gado Canchim, que e o bimestiço 5/8 Charolês-Zebu, bem como avaliaram-se os reprodutores pela estimação dos efeitos de touros e vacas, em função de sua descendencia. Os estudos se basearam em 252 pesos aos 18 meses de animais oriundos de 15 touros e 94 vacas. Foram feitos ajustes para sexo, estação do ano e numero de ordem da parição da vaca. O ajuste foi feito com auxílio do modelo matemático y ijkr = m + + si + e j + pk + e ijkr, onde s i (i = 1 , 2) = efeito do sexo, e j (j =1, 2, 3, 4) = efeito da estação do ano, Pk (k = 1,2,3,4,5) = efeito da parição. Com os dados ajustados y ijkr> obtidos pela formula y ijkr = Yijkr - si - êj - pk, foi feita a análise da variância seguindo-se o modelo de blocos incompletos, conforme PIMENTEL GOMES (1967, 1968, 1970), onde touros eram considerados como blocos e vacas como tratamentos. Os resultados obtidos foram: Com as estimativas dos componentes de variancia E, D, S, foram calculados os coeficientes de herdabilidade pelas formulas resultados foram: Tambera se estimaram os efeitos de touros e vacas o que permitiu apontar os melhores reprodutores do rebanho.

Solução para computador do método analítico de Chomard

O método analítico de Chomard é operacionalmente simples, mas envolve uma marcha de cálculo longa e demorada. Apresenta-se o programa para computador que permite, a partir de três operações de extinção (φ, Θ, ψ), determinar 2V, o sinal ótico do mineral e localizar 2V mediante os ângulos diretores dos eixos óticos. Inclui-se um exemplo da aplicação do método em um grupamento de plagioclásio, comparando-se os valores de 2V obtidos por diferentes métodos.

Aplicação do método analítico à indicatriz uniaxial

o método analítico é estudado, em seus aspectos teóricos, visando a sua aplicação em minerais uniaxials. a marcha de cálculo reduz-se a uma equação de segundo grau, em que ambas as raízes representam posições possíveis do eixo ótico. São fornecidas três maneiras diferentes para se fazer a opção entre as duas raízes. Estuda-se também a determinação da birrefringência máxima, cuja expressão, para os uniaxials, assume formas muito simples. Conclui-se, finalmente, que o sinal ótico do mineral é o mesmo sinal da birrefringência da secção tomada na posição inicial de extinção (φ =θ = ψ = 0).