Bacteremias por bacilos gram-negativos

São apresentados 31 casos de bacteremia por gram-negativos, assunto que vem merecendo muita atenção dos pesquisadores nos últimos anos. Os organismos etiológicos mais importantes que apareceram em igualdade de freqüência foram Escherichia coli e Klebsiella-Aerobacter, sendo responsáveis por 58% do total das infecções, seguidos por Pseudomonas. A porta de entrada mais freqüente foi o trato urinário em 61,3% dos casos. A infecção foi mais comum no sexo masculino e a faixa etária de 50 a 60 anos predominou. O uso prévio de antibióticos foi um fator predisponente muito importante, seguido pelo uso de esteróides e citostáticos. As principais doenças predisponentes foram diabetes mellitus e neoplasias malignas. Os principais fatores precipitantes foram a manipulação do aparelho urinário, com infecção prévia ou desencadeada, cirurgia do aparelho digestivo, uronatia obstrutiva e obstrução biliar. As principais manifestações clínicas foram a presença de febre, calafrios e hipotensão arterial. A complicação mais freqüente foi o choque bacteriano que incidiu em 58% dos casos, aproximadamente três vêzes aquela relatada na literatura. As outras foram a insuficiência renal aguda, superinfecção e infecção pulmonar metastática. Considerações terapêuticas gerais e esquemas de antibióticos são propostos para estes casos. A mortalidade da bacteremia simples foi de 30,7% e quando associada ao choque elevou-se para 72,2% . As infecções por Pseudomonas foram 100% fatais.

Esofagopatia chagásica na área endêmica de Bambuí - M.G., Brasil

São estudados clínica e radiologicamente 566 chagásicos crônicos não selecionados, da área endêmica de Bambuí, Minas Gerais. Utilizou-se o método do tempo de trânsito esofágico, em abreugrafias de 70 mm, incidência perfil esquerdo ou oblíqua anterior direita. Verificou-se uma prevalência global de 8,83% de disperistalse esofágica, especialmente a partir da terceira década de vida sem diferença quanto aos sexos. Observou-se 72% de esofagopatias no grau I, 18% no grau II e 10% no grau III. Para 80 indivíduos soro-negativos verificou-se apenas um caso de disperistalse, no grau I. Para 115 pacientes com a fase aguda da tripanossomíase detectada há 27 anos, em média, a prevalência global da esofagopatia foi de 18,3%, sendo crescente a proporção de alterações com o tempo de evolução da doença. Verificou-se diferença significativa entre estes números e a prevalência encontrada nos pacientes sem forma aguda detectada, discutindo-se se a maior proporção de esofagopatias nos indivíduos com fase aguda mais intensa não se deveria à maior desnervação ocorrida nestes casos. Verificou-se a concomitância de cardiopatia crônica chagásica em pelo menos 50% dos casos de disperistalse de esôfago, em acordo com outros Autores. Aparentemente esta associação é mais evidente naqueles casos de esofagopatias de graus mais avançados. Ressalta-se a simplicidade do método empregado e seu baixo custo operacional quando utilizada a abreugrafia postal, adequado portanto à realidade social das áreas endêmicas de doença de Chagas no Brasil.

Primeira descrição da caracterização fenotípica e susceptibilidade in vitro a drogas de leveduras do gênero Cryptococcus spp isoladas de pacientes HIV positivos e negativos, Estado de Mato Grosso

Foram avaliados 37 isolados de 10 pacientes HIV negativos e 26 positivos, em Mato Grosso. Exame direto, cultura e quimiotipagem de espécies foram realizados. Cetoconazol, itraconazol, voriconazol, fluconazol e anfotericina B foram avaliados. Foram identificadas 37 leveduras do gênero Cryptococcus spp sendo 26 de pacientes HIV- positivos (25 Cryptococcus neoformans e um Cryptococcus gattii) e 10 de HIV- negativos (cinco Cryptococcus neoformans e cinco Cryptococcus gattii). Considerando isolados clínicos (Cryptococcus neoformans) de HIV positivos observou-se resistência (8% e 8,7%) e susceptibilidade dose-dependência (20% e 17,4%) para fluconazol e itraconazol respectivamente. Para isolados de Cryptococcus neoformans oriundos de pacientes HIV negativos, observou-se susceptibilidade dose-dependência (40%) ao fluconazol. Os isolados de Cryptococcus gattii provenientes de pacientes HIV- negativos mostraram-se susceptíveis a todos os antifúngicos, exceto um isolado de Cryptococcus gattii que foi susceptível dose-dependente ao fluconazol (20%). O isolado proveniente do paciente HIV- positivo demonstrou resistência ao fluconazol (CIM > 256µg/mL) e itraconazol (CIM=3µg/mL).

Bacteremias por Staphylococcus coagulase negativos oxacilina resistentes em um hospital escola na cidade de Santa Maria, Estado do Rio Grande do Sul

INTRODUÇÃO: Neste estudo, objetivou-se caracterizar a prevalência e o perfil de suscetibilidade de cepas de Staphylococcus coagulase negatives resistentes à oxacilina isoladas de culturas de sangue, em um hospital escola, localizado na Cidade de Santa Maria. Além disso, buscou-se comparar ao teste genotípico de referência, diferentes metodologias fenotípicas para a caracterização da resistência mediada pelo gene mecA. MÉTODOS: Após identificação (MicroScan® - Siemens), os isolados foram submetidos a testes de sensibilidade antimicrobiana a partir da difusão do disco e automação (MicroScan® - Siemens). A presença do gene mecA foi evidenciada através da técnica molecular de reação em cadeia da polimerase. RESULTADOS: A espécie prevalente foi Staphylococcus epidermidis (67%). O gene mecA foi detectado em 90% das cepas e conforme análise dos perfis de sensibilidade, observou-se um índice elevado de resistência a várias classes de antimicrobianos. Contudo, todos os isolados mostraram-se uniformemente sensíveis à vancomicina e tigeciclina. O disco de cefoxitina foi a metodologia fenotípica que melhor correlacionou-se com o padrão ouro. CONCLUSÕES: A análise da significância clínica de SCN isolados de hemoculturas e a detecção precisa da resistência à oxacilina representam fatores decisivos para a instituição correta da antibioticoterapia. Apesar da vancomicina constituir o tratamento usual na maioria dos hospitais brasileiros, tem a redução de seu emprego recomendada.

A determinação dos números de indivíduos mínimos necessários na experimentação genética

The main object of the present paper consists in giving formulas and methods which enable us to determine the minimum number of repetitions or of individuals necessary to garantee some extent the success of an experiment. The theoretical basis of all processes consists essentially in the following. Knowing the frequency of the desired p and of the non desired ovents q we may calculate the frequency of all possi- ble combinations, to be expected in n repetitions, by expanding the binomium (p-+q)n. Determining which of these combinations we want to avoid we calculate their total frequency, selecting the value of the exponent n of the binomium in such a way that this total frequency is equal or smaller than the accepted limit of precision n/pª{ 1/n1 (q/p)n + 1/(n-1)| (q/p)n-1 + 1/ 2!(n-2)| (q/p)n-2 + 1/3(n-3) (q/p)n-3... < Plim - -(1b) There does not exist an absolute limit of precision since its value depends not only upon psychological factors in our judgement, but is at the same sime a function of the number of repetitions For this reasen y have proposed (1,56) two relative values, one equal to 1-5n as the lowest value of probability and the other equal to 1-10n as the highest value of improbability, leaving between them what may be called the "region of doubt However these formulas cannot be applied in our case since this number n is just the unknown quantity. Thus we have to use, instead of the more exact values of these two formulas, the conventional limits of P.lim equal to 0,05 (Precision 5%), equal to 0,01 (Precision 1%, and to 0,001 (Precision P, 1%). The binominal formula as explained above (cf. formula 1, pg. 85), however is of rather limited applicability owing to the excessive calculus necessary, and we have thus to procure approximations as substitutes. We may use, without loss of precision, the following approximations: a) The normal or Gaussean distribution when the expected frequency p has any value between 0,1 and 0,9, and when n is at least superior to ten. b) The Poisson distribution when the expected frequecy p is smaller than 0,1. Tables V to VII show for some special cases that these approximations are very satisfactory. The praticai solution of the following problems, stated in the introduction can now be given: A) What is the minimum number of repititions necessary in order to avoid that any one of a treatments, varieties etc. may be accidentally always the best, on the best and second best, or the first, second, and third best or finally one of the n beat treatments, varieties etc. Using the first term of the binomium, we have the following equation for n: n = log Riim / log (m:) = log Riim / log.m - log a --------------(5) B) What is the minimun number of individuals necessary in 01der that a ceratin type, expected with the frequency p, may appaer at least in one, two, three or a=m+1 individuals. 1) For p between 0,1 and 0,9 and using the Gaussean approximation we have: on - ó. p (1-p) n - a -1.m b= δ. 1-p /p e c = m/p } -------------------(7) n = b + b² + 4 c/ 2 n´ = 1/p n cor = n + n' ---------- (8) We have to use the correction n' when p has a value between 0,25 and 0,75. The greek letters delta represents in the present esse the unilateral limits of the Gaussean distribution for the three conventional limits of precision : 1,64; 2,33; and 3,09 respectively. h we are only interested in having at least one individual, and m becomes equal to zero, the formula reduces to : c= m/p o para a = 1 a = { b + b²}² = b² = δ2 1- p /p }-----------------(9) n = 1/p n (cor) = n + n´ 2) If p is smaller than 0,1 we may use table 1 in order to find the mean m of a Poisson distribution and determine. n = m: p C) Which is the minimun number of individuals necessary for distinguishing two frequencies p1 and p2? 1) When pl and p2 are values between 0,1 and 0,9 we have: n = { δ p1 ( 1-pi) + p2) / p2 (1 - p2) n= 1/p1-p2 }------------ (13) n (cor) We have again to use the unilateral limits of the Gaussean distribution. The correction n' should be used if at least one of the valors pl or p2 has a value between 0,25 and 0,75. A more complicated formula may be used in cases where whe want to increase the precision : n (p1 - p2) δ { p1 (1- p2 ) / n= m δ = δ p1 ( 1 - p1) + p2 ( 1 - p2) c= m / p1 - p2 n = { b2 + 4 4 c }2 }--------- (14) n = 1/ p1 - p2 2) When both pl and p2 are smaller than 0,1 we determine the quocient (pl-r-p2) and procure the corresponding number m2 of a Poisson distribution in table 2. The value n is found by the equation : n = mg /p2 ------------- (15) D) What is the minimun number necessary for distinguishing three or more frequencies, p2 p1 p3. If the frequecies pl p2 p3 are values between 0,1 e 0,9 we have to solve the individual equations and sue the higest value of n thus determined : n 1.2 = {δ p1 (1 - p1) / p1 - p2 }² = Fiim n 1.2 = { δ p1 ( 1 - p1) + p1 ( 1 - p1) }² } -- (16) Delta represents now the bilateral limits of the : Gaussean distrioution : 1,96-2,58-3,29. 2) No table was prepared for the relatively rare cases of a comparison of threes or more frequencies below 0,1 and in such cases extremely high numbers would be required. E) A process is given which serves to solve two problemr of informatory nature : a) if a special type appears in n individuals with a frequency p(obs), what may be the corresponding ideal value of p(esp), or; b) if we study samples of n in diviuals and expect a certain type with a frequency p(esp) what may be the extreme limits of p(obs) in individual farmlies ? I.) If we are dealing with values between 0,1 and 0,9 we may use table 3. To solve the first question we select the respective horizontal line for p(obs) and determine which column corresponds to our value of n and find the respective value of p(esp) by interpolating between columns. In order to solve the second problem we start with the respective column for p(esp) and find the horizontal line for the given value of n either diretly or by approximation and by interpolation. 2) For frequencies smaller than 0,1 we have to use table 4 and transform the fractions p(esp) and p(obs) in numbers of Poisson series by multiplication with n. Tn order to solve the first broblem, we verify in which line the lower Poisson limit is equal to m(obs) and transform the corresponding value of m into frequecy p(esp) by dividing through n. The observed frequency may thus be a chance deviate of any value between 0,0... and the values given by dividing the value of m in the table by n. In the second case we transform first the expectation p(esp) into a value of m and procure in the horizontal line, corresponding to m(esp) the extreme values om m which than must be transformed, by dividing through n into values of p(obs). F) Partial and progressive tests may be recomended in all cases where there is lack of material or where the loss of time is less importent than the cost of large scale experiments since in many cases the minimun number necessary to garantee the results within the limits of precision is rather large. One should not forget that the minimun number really represents at the same time a maximun number, necessary only if one takes into consideration essentially the disfavorable variations, but smaller numbers may frequently already satisfactory results. For instance, by definition, we know that a frequecy of p means that we expect one individual in every total o(f1-p). If there were no chance variations, this number (1- p) will be suficient. and if there were favorable variations a smaller number still may yield one individual of the desired type. r.nus trusting to luck, one may start the experiment with numbers, smaller than the minimun calculated according to the formulas given above, and increase the total untill the desired result is obtained and this may well b ebefore the "minimum number" is reached. Some concrete examples of this partial or progressive procedure are given from our genetical experiments with maize.

Febre maculosa das Montanhas Rochosas: ensaios negativos de transmissão experimental do virus por Triatomideos

1. - As seguintes especies de Triatomideos não puderam transmitir pela picada o virus da febre maculosa das Montanhas Rochosas a cobayas normaes, nos seguintes prazos após a sucção de animal infectado: Eutriatoma uhleri, 33, 47, 75 e 141 dias (1 exemplar); Triatoma protracta, 15 e 37 dias (1 exemplar), Triatoma infestans, 8 dias (15 exemplares), e Rhodnius prolixus, 2 dias (1 exemplar). Foi demonstrado por inoculaçao que o ultimo insecto ainda continha o virus vivo. 2. - Experiencias de transmissão mechanica, por picada interrompida em animal infectado e continuada immediatamente em animal são, foram tambem negativas, com as especies T. protracta e R. prolixus. Um unico insecto da primeira especie picou 2 vezes cada animal, emquanto que 22 exemplares da segunda especie picaram de 1 a 3 vezes cada cobaya. 3. - A inoculação de gottas de dejecções de um R. prolixus eliminadas 2 dias depois de sugar animal infectado, não produziu a infecção em cobaya normal, não obstante ter sido demonstrada a presença do virus no organismo do barbeiro, por inoculação do conteúdo estomacal em outra cobaya. 4. - Foram feitas experiencias para determinar o tempo de sobrevivencia do virus nos barbeiros, inoculando-se conteúdo intestinal a diversos intervallos depois da sucção de cobayas infectadas, com os seguintes resultados: T. infestans: positivo 1 vez em 24 horas e 2 vezes em 48 horas; negativo 2 vezes em 72. 96, 120 e 192 horas. P. megistus: positivo 3 vezes em 24 horas, 2 vezes em 48 horas e 1 vez em 72 horas; negativo 1 vez em 72 e 96 horas; resultado duvidoso ou sem valor (infecção intercorrente) 1 vez em 48 horas e 2 vezes a 72, 96 e 144 horas cada um. R. prolixus: positivo 1 vez em 24, 48 e 72 horas e negativo em 96 horas. 5. - Em vista dos resultados destas experiencias, feitas com 5 especies pertecentes a 4 generos de Triatomideos, torna-se muito pouco provavel que estes Hemipteros possam transmitir pela picada o virus da febre maculosa das Montanhas Rochosas, ou retel-o em seu organismo, em estado virulento, por mais de 2 a 4 dias.

Sensibilidade dos estafilococos coagulase positivos e negativos a certos antibióticos

Estudou-se a sensibilidade de estafilococos coagulase positivos e negativos á ampicilina, à dicloxacilina, à feneticilina, hetacilina e á oxacilina. Fez-se também estudo comparativo dos diferentes graus de sensibilidade dos estafilococos coagulase positivos com os coagulase negativos. Conforme demonstram os QUADROS I e II, há diferença significativa de sensibilidade para alguns antibióticos. O QUADRO III, entretanto, não permite concluir com segurança se os estafilococos coagulase positivos são ou não mais sensíveis entre si, do que os coagulase negativos frente ás amostras testadas.

Aspectos negativos no modelo de reporte proposto pela GRI: a opinião das organizações que reportam

RESUMO O objetivo neste estudo foi identificar aspectos negativos no modelo de reporte proposto pelo Global Reporting Initiative (GRI), na opinião dos funcionários responsáveis pelo reporte. A importância deste estudo reside no fato de que poucos trabalhos investigam os relatórios de sustentabilidade a partir desse ponto de vista, e por oferecer ao GRI pontos específicos para serem melhorados. A pesquisa foi conduzida por meio da análise de conteúdo das respostas de 27 empresas à seguinte questão: que aspectos negativos você identifica no modelo de reporte proposto pelo GRI? Essa questão foi enviada a todas as empresas brasileiras que publicaram o relatório GRI, referente ao ano-base 2010, entre os anos 2011 e 2013. Como resultado, os respondentes consideraram que as empresas têm dificuldade em entender o modelo proposto pelo GRI, o qual foi considerado complexo, ambíguo e flexível demais, o que dificulta a padronização e a comparação entre os relatórios. Esse fato tem implicações para o GRI, que poderia propor uma metodologia mais simples e menos flexível.

Aparato burocrático e os números do ensino: uma abordagem histórica

Neste texto procurou-se sistematizar as iniciativas que contribuíram para a constituição de um sistema nacional de estatísticas educacionais no Brasil, especialmente no período de 1871 a 1931. São indicados esforços, realizações e disputas de idéias que concorreram para a consolidação das informações quantitativas sobre educação como instrumento de descrição da "realidade", considerado legítimo e como guia das ações do Estado.

Precisão experimental relacionada a tamanhos de parcelas, números de tratamentos e repetições em nabo forrageiro

O objetivo deste trabalho foi determinar a precisão experimental na avaliação da massa de matéria verde de nabo forrageiro, em cenários formados por combinações de tamanhos de parcela e número de tratamentos e de repetições. Utilizaram-se os dados de massa de matéria verde de 3.456 unidades experimentais básicas de 0,5×0,5 m (0,25 m2). Os cenários (1.728) foram planejados e formados pela combinação de seis tamanhos de parcela (0,25, 0,50, 1,00, 1,50, 2,00 e 2,25 m2), i tratamentos (i = 5, 6,..., 20) e r repetições (r = 3, 4,..., 20). Em cada cenário, foram realizadas 2.000 reamostragens, com reposição. Calculou-se a média das 2.000 estimativas, em cada cenário, quanto à diferença mínima significativa pelo teste de Tukey, ao índice de variação e ao coeficiente de variação experimental. Essas estatísticas, nesta ordem, são adequadas para avaliar a precisão experimental. Para avaliar a massa de matéria verde de nabo forrageiro, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições, parcelas com o tamanho de seis unidades experimentais básicas (1,50 m2) são suficientes para identificar diferenças significativas entre tratamentos - menores ou iguais a 36,88% da média geral do experimento -, pelo teste de Tukey, a 5% de probabilidade, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições.

Método hidrometalúrgico para reciclagem de metais terras raras, cobalto, níquel, ferro e manganês de eletrodos negativos de baterias exauridas de Ni-MH de telefone celular

A hydrometallurgical method for the recovery of rare earth metals, cobalt, nickel, iron, and manganese from the negative electrodes of spent Ni - MH mobile phone batteries was developed. The rare earth compounds were obtained by chemical precipitation at pH 1.5, with sodium cerium sulfate (NaCe(SO4)2.H2O) and lanthanum sulfate (La2(SO4)3.H2O) as the major recovered components. Iron was recovered as Fe(OH)3 and FeO. Manganese was obtained as Mn3O4.The recovered Ni(OH)2 and Co(OH)2 were subsequently used to synthesize LiCoO2, LiNiO2 and CoO, for use as cathodes in ion-Li batteries. The anodes and recycled materials were characterized by analytical techniques.

A natureza dos números na República de Platão

É incontestável a presença das matemáticas nos diálogos de Platão, todavia o alcance e o sentido desta presença é matéria de controvérsia entre os especialistas. Alguns acreditam que os temas matemáticos empregados nos diálogos são fantasias matemáticas, outros defendem baseados, sobretudo no testemunho de Aristóteles, que Platão teria substituído na sua hipótese as formas inteligíveis pelos números ideais. Sem tomar partido de antemão nestas querelas, o que propomos aqui é uma investigação acerca da natureza dos números fundamentada exclusivamente nos textos de Platão, particularmente orientada por uma passagem do livro VII do diálogo República(525 b11- c3), em que Sócrates diz o seguinte: "Seria, portanto, conveniente colocar este estudo, ò Glaucon, dentro de uma legislação e persuadir aqueles que vão participar das grandes coisas na cidade a irem ao cálculo e a aplicarem-se a ele, não nos seus afazeres privados, mas até chegarem à contemplação da natureza dos números através da própria intelecção (...)".