Troca de valva com a prótese valvar modelo Omnicarbon: seguimento clínico de 10 anos

OBJETIVO: Estudar retrospectivamente os resultados de 264 pacientes submetidos à implementação cirúrgica de válvula modelo Omnicarbon entre abril 1985 e maio 1995. MÉTODOS: No momento da cirurgia, a média de idade dos pacientes que receberam essa prótese mecânica era de 57±11 anos. As válvulas modelo Omnicarbon foram colocadas em posição aórtica em 36% dos casos, na posição mitral em 44% dos casos, e nas duas posições em 20% dos casos. O seguimento clínico foi feito cuidadosamente, com a maioria dos pacientes submetidos ao exame físico em nossa clínica. Levando em conta o histórico do caso, os cardiologistas faziam perguntas aos pacientes sobre as complicações relacionadas à válvula. RESULTADOS: O seguimento acumulado dos pacientes foi de 1291 anos, com média de seguimento de 5,4 anos. A sobrevida após 10 anos foi de 79,4±3,9%, incluindo todas as causas de morte e os casos de mortalidade precoce. As complicações relatadas durante os 11 anos de estudo incluem: tromboembolismo (0,1 %), hemorragia (0,4%), endocardite (0,2%), e insuficiência não-estrutural (1,2%). Não foram detectadas anemia hemolítica, trombose valvar, ou insuficiência estrutural durante esse longo período de estudo. A capacidade funcional desses pacientes foi avaliada subjetivamente pelo sistema de classificação da NYHA. Com o tempo de seguimento maior do que 5 anos em média, nossos pacientes que receberam a válvula modelo Omnicarbon se encontram na classe I ou II da NYHA. CONCLUSÃO: As próteses mecânicas modelo Omnicarbon apresentam um bom desempenho clínico por até 10 anos, tanto em posição aórtica quanto mitral. Os resultados indicam uma baixa incidência de tromboembolismo e complicações hemorrágicas.

Escore para rastrear idosos (> 75 anos) de alto risco para doença arterial periférica

FUNDAMENTO: A prevalência de doença arterial periférica (DAP) é elevada entre os idosos. A maioria é assintomática e o exame físico pouco sensível. No Brasil, os fatores associados à DAP em idosos são pouco conhecidos. OBEJETIVOS: Identificar os fatores associados à presença de doença arterial periférica (DAP) em idosos (> 75 anos) da comunidade e desenvolver um escore de predição da doença. MÉTODOS: Estudo transversal, aninhado em uma coorte prospectiva ("Epidoso"). Foram avaliados 176 idosos (> 75 anos) da comunidade. A presença de DAP foi definida por meio do índice tornozelo-braquial <0,90. Os fatores associados à DAP, na análise univariada, foram analisados em modelo de regressão logística múltipla e um escore foi formulado de acordo com a probabilidade da doença. Valores de p<0,05 foram considerados significantes. RESULTADOS: A prevalência de DAP foi de 36,4%. Os preditores de DAP foram: anormalidades dos pulsos dos tornozelos, hipertensão arterial, tabagismo e dor/desconforto na(s) perna(s) durante a caminhada. Essas variáveis obtiveram escores de 13, 9, 5 e 5, respectivamente. O ponto de corte (cutoff) para definir "alto risco de DAP" ficou acima dos 18 pontos e resultou em sensibilidade de 85,9%, especificidade de 71,4%, valor preditivo (VP) positivo de 63,2% e VP negativo de 89,9%. O poder discriminatório e a calibração foram excelentes (área sob a curva ROC=85% e teste goodness-of-fit=p=0,639). CONCLUSÃO: Em razão do bom desempenho, o escore proposto pode tornar-se uma ferramenta simples e útil para identificar os idosos (> 75 anos) da comunidade com alto risco para DAP e que mereceriam investigação mais detalhada.

Infarto do miocárdio experimental em ratos: análise do modelo

Uma das estratégias mais utilizadas para o estudo das alterações fisiopatológicas decorrentes da oclusão coronariana é o uso do modelo do infarto experimental no rato. Entre outros fatores, esse fato é decorrência da similaridade com as alterações fisiopatológicas que ocorrem após o infarto, em humanos. Devemos considerar, entretanto, que esse modelo possui características que podem dificultar tanto o uso como a interpretação de eventuais resultados. Assim, essa revisão tem como objetivo discutir as principais características do modelo do infarto experimental no rato, abordando a técnica da oclusão coronariana, as consequências e os métodos de avaliação morfológica e funcional do infarto e suas implicações clínicas.

Relevância do padrão de remodelamento ventricular no modelo de infarto do miocárdio em ratos

FUNDAMENTO: A relevância do padrão de remodelamento no modelo de ratos infartados não é conhecida. OBJETIVO: Analisar a presença de diferentes padrões de remodelamento nesse modelo e suas implicações funcionais. MÉTODOS: Ratos infartados (n=46) foram divididos de acordo com o padrão de geometria, analisado pelo ecocardiograma: normal (índice de massa normal e espessura relativa normal), remodelamento concêntrico (índice de massa normal e espessura relativa aumentada), hipertrofia concêntrica (índice de massa aumentado e espessura relativa aumentada) e hipertrofia excêntrica (índice de massa aumentado e espessura relativa normal). Os dados estão em mediana e intervalo interquartil. RESULTADOS: Ratos infartados apresentaram apenas dois dos quatro padrões de geometria: padrão normal (15%) e hipertrofia excêntrica - HE (85%). Os grupos de padrão normal e HE não apresentaram diferenças nos valores de fração de variação de área (Normal = 32,1 - 28,8 a 50,7; HE = 31,3 - 26,5 a 36,7; p=0,343). Dos animais infartados, 34 (74%) apresentaram disfunção sistólica, detectada pela fração de variação de área. Considerando os dois padrões de geometria, 77% dos animais com hipertrofia excêntrica e 57% com geometria normal apresentaram disfunção sistólica (p=0,355). A espessura relativa da parede, os padrões de geometria e o índice de massa não foram fator de predição de disfunção ventricular (p>0,05). Por outro lado, o tamanho do infarto foi fator de predição de disfunção ventricular na análise univariada (p<0,001) e na análise multivariada (p=0,004). CONCLUSÃO: Ratos submetidos à oclusão coronariana apresentam dois diferentes padrões de remodelamento, os quais não se constituem em fator de predição de disfunção ventricular.

Ecocardiografia por Doppler tecidual no diagnóstico de rejeição após transplante cardíaco

FUNDAMENTO: A biópsia endomiocárdica (BEM) é o método padrão-ouro para o diagnóstico de rejeição celular (RC) após transplante cardíaco (TC). OBJETIVO: Testar a hipótese de que o exame de imagem por Doppler tecidual (IDT) pode detectar RC > 3A e agregar informação diagnóstica, comparado ao Doppler convencional. MÉTODOS: Cinquenta e quatro pacientes com TC foram submetidos à BEM e estudo ecocardiográfico através de IDT em até 24 horas. Comparamos os pacientes com TC e RC > 3A com pacientes com TC e RC < 3A, com um grupo controle normal (13 pacientes). Foram medidas através da IDT, as velocidades sistólica (S), diastólica precoce (e'), diastólica tardia (a') relação das velocidades e'/a' no anel ventricular esquerdo, nos segmentos basal e médio das paredes septal (SEP), lateral (LAT), inferior (INF) e no anel ventricular direito. RESULTADOS: Os pacientes com TC mostraram RC > 3A em 39/129 (30,2%) das BEM. O melhor preditor isolado para o diagnóstico de RC foi a a'LAT, com sensibilidade de 76,3%, especificidade de 73,8% (p = 0,001). Na análise multivariada, a a'LAT (p = 0,001), a'SEP (p = 0,002), relação e'/a' LAT (p = 0,006), relação e'Mitral/ e'LAT (p = 0,014), SINF (p = 0,009) foram preditores de RC > 3A. Obtivemos um escore com sensibilidade de 88,2%, acurácia de 79,6%, e valor preditivo negativo de 92,9% para diagnosticar RC > 3A. O Doppler convencional (fluxo mitral e pulmonar venoso) não foi relevante para predizer a RC > 3A. CONCLUSÃO: O estudo de IDT agregou informação diagnóstica para predizer RC > 3A quando comparado ao Doppler convencional. O modelo baseado em IDT pode ser tornar um método em potencial para detectar RC > 3A após TC.

Resveratrol provoca efeitos antiaterogênicos em um modelo animal de aterosclerose

FUNDAMENTO: O resveratrol protege o sistema cardiovascular por meio de uma série de mecanismos, incluindo atividades antioxidantes e antiplaquetárias. OBJETIVO: Avaliar os possíveis efeitos anti-inflamatórios e antiaterogênicos do resveratrol, utilizando coelhos alimentados com uma dieta hipercolesterolêmica (1% de colesterol). MÉTODOS: Vinte coelhos brancos adultos do sexo masculino foram selecionados e divididos em dois grupos: grupo controle (GC), 10 coelhos; e grupo resveratrol (GR), 10 coelhos. Os animais foram alimentados com uma dieta hipercolesterolêmica por 56 dias. Para a dieta do GR, o resveratrol (2mg/kg peso/dia) foi adicionado do 33º ao 56º dia. RESULTADOS: Não houve diferença significativa entre os grupos no colesterol sérico total, no colesterol HDL, no colesterol LDL e nos triglicerídeos. No GC, 70% apresentaram lesões ateroscleróticas avançadas da aorta (tipos III, IV, V ou VI). Todos os animais do GR apresentaram lesões ateroscleróticas leves da aorta (tipos I ou II) ou não apresentaram lesões. A razão entre a área intimal e a área da camada intimal/medial mostrou-se significativamente menor no GR quando comparada ao GC (p < 0,001). Áreas positivas para moléculas de adesão celular vascular-1 (VCAM-1) foram menores no GR (p = 0,007). As concentrações de proteína quimiotática de monócitos-1 (MCP-1) e de interleucina-6 (IL-6) mostraram-se significativamente menores no GR do que no GC (p = 0,039 e p = 0,015, respectivamente). CONCLUSÃO: O Resveratrol apresentou importantes efeitos antiaterogênicos e anti-inflamatórios em um modelo animal com coelhos alimentados com uma dieta hipercolesterolêmica.

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.

Escolha de áreas prioritárias de conservação de anfíbios anuros do Cerrado através de um modelo de populações centrais-periféricas

Uma das maiores ameaças à diversidade biológica é a perda de hábitat, de modo que uma das alternativas para proteção da biodiversidade é a seleção de reservas pela utilização de procedimentos de otimização para estabelecer áreas prioritárias para conservação. Neste estudo, um algoritmo simulated annealing foi usado para verificar como a periferia das distribuições das espécies influencia na seleção de áreas no Cerrado para conservação de 131 espécies de anfíbios anuros. Dois conjuntos de dados foram analisados, um contendo a distribuição original das espécies e outro excluindo a periferia das distribuições. As redes ótimas encontradas a partir das distribuições originais contiveram 17 quadrículas enquanto aquelas encontradas a partir das distribuições restritas foram maiores, com 22 células. As células com alto grau de insubstituibilidade foram mantidas em todas as redes e novas regiões de células substituíveis, localizadas na margem do bioma, surgiram quando apenas as distribuições reduzidas foram usadas.

Um novo modelo de armadilha luminosa de sucção para pequenos insetos

Para captura de pequenos insetos descrevemos uma armadilha que julgamos vantajosa, pela facilidade de obtanção de seu material de construção, por ser de baixo custo,portátil, resistente, utilizar pilhas e, sendo opaca, possibilitar uma maior concentração de luz sobre o orifício de entrada de insetos.