Influência das características mamárias na cintilografia miocárdica pelo método Monte Carlo

FUNDAMENTO: Pela redução da especificidade associada à perda de informação, a influência da atenuação das mamas é de fundamental importância em estudos de perfusão do miocárdio. Entretanto, apesar de vários estudos terem sido realizados ao longo dos últimos anos, pouco se tem evoluído para determinar com acurácia a influência das características das mamas sobre a qualidade da cintilografia miocárdica, evitando exposições adicionais de radiação às pacientes. OBJETIVO: O objetivo deste estudo é quantificar a atenuação de fótons pelas mamas, em estudos de perfusão do miocárdio com 99mTc, de acordo com diferentes tamanhos e composições. MÉTODOS: Cada mama foi assumida como sendo um cubo composto de tecido adiposo e fibroglandular. Os dados referentes aos fótons de 99mTc foram analisados em um modelo de Monte Carlo. Variamos a espessura e a composição das mamas e analisamos as interferências na atenuação. Foi empregado o software EGS 4 para as simulações. RESULTADOS: Fixando a espessura de uma mama, a variação da sua composição acarreta um acréscimo máximo de 2,3% no número de fótons atenuados. Em contrapartida, mantendo-se uma composição do tecido mamário fixa, a diferença na atenuação de fótons foi de 45,0%, sendo em média de 6,0% para cada acréscimo de centímetro na espessura da mama. CONCLUSÃO: A simulação por Monte Carlo demonstrou que a influência das espessuras das mamas na atenuação de fótons em cintilografias do miocárdio com 99mTc é muito maior do que a influência das suas composições.

Curva de referência da área do septo interventricular fetal pelo método STIC: estudo preliminar

FUNDAMENTO: A detecção precoce de alterações septais, tais como a hipertrofia septal comumente presente em fetos de mães diabéticas, contribuiria para a redução das altas taxas de mortalidade infantil. OBJETIVO: Determinar intervalos de referência para a área do septo interventricular fetal por meio da ultrassonografia tridimensional (US3D) utilizando o método STIC (Spatio-Temporal Image Correlation). MÉTODOS: Realizou-se um estudo de corte transversal com 69 gestantes normais entre a 18ª e 33ª semanas de gestação. Utilizou-se como referência o plano de quatro câmaras com a ROI (Região de Interesse) posicionada a partir dos ventrículos, sendo a área do septo delimitada de modo manual. Para se avaliar a correlação da área do septo interventricular com a idade gestacional (IG), construíram-se diagramas de dispersão e calculou-se o coeficiente de correlação de Pearson (r), sendo o ajuste realizado pelo coeficiente de determinação (R²). Foram calculadas médias, medianas, desvios-padrão (dp), valores máximo e mínimo. Para o cálculo da reprodutibilidade intraobservador, utilizou-se o coeficiente de correlação intraclasse (CCI). Obteve-se a medida da espessura do septo interventricular e ela foi correlacionada com a IG e a área septal obtida pelo modo renderizado em 52 pacientes utilizando-se o CCI. RESULTADOS: A área do septo interventricular foi altamente correlacionada com a idade gestacional (r = 0,81), e a média aumentou de 0,47 cm² na 18ª para 2,42 cm² na 33ª semana de gestação. A reprodutibilidade intraobservador foi excelente com CCI = 0,994. Não se observou correlação significativa entre a medida do septo interventricular e a IG (R² = 0,200), assim como não houve correlação com a área do septo obtida pelo modo renderizado com CCI = 0,150. CONCLUSÃO: Intervalos de referência para a área do septo interventricular entre a 18ª e 33ª semanas de gestação foram determinados e se mostraram altamente reprodutíveis.

Método do limiar de variabilidade da frequência cardíaca aplicado em pré-adolescentes obesos e não obesos

FUNDAMENTO: A detecção do limiar anaeróbico (LA) pela análise da variabilidade da frequência cardíaca (LiVFC) pode significar uma nova maneira de avaliação da capacidade funcional cardiorrespiratória (CFCR) em pré-adolescentes. OBJETIVO: Testar o método de LiVFC para detecção do LA em pré-adolescentes não obesos (NO), obesos (O) e obesos mórbidas (OM), a fim de determinar diferenças em sua CFCR. MÉTODOS: Foram estudados 30 pré-adolescentes, com idades entre 9 e 11 anos, divididos em três grupos de 10: a) grupo NO - índice de massa corpórea (IMC) com percentil do National Center for Chronic Disease Prevention and Health Promotion entre 5 e 85; b) grupo O - IMC de percentil entre 95 e 97 e c) grupo OM - IMC com percentil acima de 97. Todos foram submetidos a um protocolo incremental realizado em esteira rolante e registraram-se os batimentos cardíacos para detecção do LiVFC, que foi determinado pelo valor de 3,0 ms do índice do desvio-padrão 1 (SD1), extraído dos intervalos RR. RESULTADOS: Os valores médios no momento do LiVFC mostraram maiores valores para o grupo NO, destacando-se: a) VO2 (ml/kg/min) NO = 27,4 ± 9,2; O = 13,1 ± 7,6 e OM = 11,0 ± 1,7; b) FC (bpm): NO = 156,3 ± 18,0; O =141,7 ± 11,4 e OM = 137,7 ± 10,4; e c) distância percorrida (metros): NO = 1.194,9 ± 427,7; O = 503,2 ± 437,5 e OM = 399,9 ± 185,1. CONCLUSÃO: O LiVFC se mostrou efetivo para avaliação da CFCR e poderá vir a ser aplicado como método alternativo à ergoespirometria em determinadas situações.

Uso de fluorescência em um método de dissector modificado para estimar o número de miócitos no tecido cardíaco

FUNDAMENTO: Métodos convencionais de dissector atualmente requerem consideráveis custos financeiros, técnicos e operacionais para estimar o número de células, incluindo cardiomiócitos, em uma área de 3D. OBJETIVO: Usar a microscopia de fluorescência em um método de dissector modificado para determinar o número de miócitos no tecido cardíaco em condições normais e patológicas. MÉTODOS: O estudo empregou camundongos Wistar machos com quatro meses de idade e peso de 366,25 ± 88,21 g randomizados em grupos controles (GC, n = 8) e infectados (GI, n = 8). Os animais do GI foram inoculados com cepa Y de T. cruzi (300.000 tripomastigotas/50 g). Após oito semanas, os animais foram pesados e sacrificados. Os Ventrículos Esquerdos (VE) foram removidos para análise estereológica da densidade numérica de cardiomiócitos (Nv [c]) e o número total dessas células no VE (N [c]). Esses parâmetros foram estimados usando um dissector fluorescente (DF) e comparados com os métodos convencionais de dissector óptico (DO) e dissector físico (DFi). RESULTADOS: Em ambos os métodos de dissector, os animais do GI apresentaram queda significativa de Nv[c] e N[c] em comparação com os animais do GC (P > 0,05). Uma correlação forte, igual ou superior a 96%, foi obtida entre DF, DO e DFi. CONCLUSÃO: O método DF parece ser igualmente confiável para determinar Nv[c] e N[c] em condições normais e patológicas, apresentando algumas vantagens em relação aos métodos convencionais de dissector: redução de cortes histológicos e imagens na análise estereológica, redução do tempo de análise das imagens, a construção de DF em microscópios simples, utilizando o modo de epifluorescência, distinção de planos de dissector em ampliações inferiores.

Impacto na reclassificação da hipertensão pela Monitorização Ambulatorial da Pressão Arterial (MAPA) segundo a V Diretriz Brasileira de MAPA

FUNDAMENTOS: Novas recomendações sobre valores de referência para normalidade em exames de monitorização ambulatorial da pressão arterial (MAPA) foram propostas pela V Diretriz Brasileira de Monitorização Ambulatorial da Hipertensão Arterial, com base principalmente no estudo IDACO. OBJETIVOS: O presente estudo epidemiológico tem o objetivo de avaliar o impacto da adoção desses novos critérios em um ambulatório de referência em hipertensão arterial. MÉTODOS: Foram analisados resultados de 1.567 exames de MAPA realizados entre 2005 e 2010, excluídos 481 pacientes da amostra por não preencherem critérios mínimos de qualidade do exame. Para a classificação desses exames quanto à anormalidade, foram utilizados os valores de referência da IV Diretriz Brasileira de MAPA (2005) e comparados com as mudanças propostas na V Diretriz Brasileira de MAPA (2011). Foi realizada análise estatística pelo método do Q² de Pearson, considerando-se p significativo < 0,05. RESULTADOS: Para os 1.086 exames avaliados, houve importante diferença na proporção de pacientes com MAPA alterado, em especial para a variável pressão arterial sistólica do sono: 49% adotando os valores de corte de 2005 e 71% adotando os de 2011, com significância estatística, p < 0,0001. CONCLUSÕES: A recomendação da nova diretriz causou grande impacto na classificação da hipertensão pelos exames de MAPA dentro da população estudada. A questão sobre os limiares desses exames para metas terapêuticas de pacientes sabidamente hipertensos ainda está em aberto e carece de mais estudos, preferencialmente nacionais, para melhor definição do assunto.

InsCor: um método simples e acurado para avaliação do risco em cirurgia cardíaca

FUNDAMENTO: Escores de risco apresentam dificuldades para obter o mesmo desempenho em diferentes populações. OBJETIVO: Criar um modelo simples e acurado para avaliação do risco nos pacientes operados de doença coronariana e/ou valvar no Instituto do Coração da Universidade de São Paulo (InCor-HCFMUSP). MÉTODOS: Entre 2007 e 2009, 3.000 pacientes foram operados consecutivamente de doença coronariana e/ou valvar no InCor-HCFMUSP. Desse registro, dados de 2/3 dos pacientes foram utilizados para desenvolvimento do modelo (técnica de bootstrap) e de 1/3 para validação interna do modelo. O desempenho do modelo (InsCor) foi comparado aos complexos 2000 Bernstein-Parsonnet (2000BP) e EuroSCORE (ES). RESULTADOS: Apenas 10 variáveis foram selecionadas: Idade > 70 anos; sexo feminino; cirurgia de revascularização coronariana + valva; infarto de miocárdio < 90 dias; reoperação; tratamento cirúrgico da valva aórtica; tratamento cirúrgico da valva tricúspide; creatinina < 2mg/dL; fração de ejeção < 30%; e eventos. O teste de Hosmer Lemeshow para o InsCor foi de 0,184, indicando uma excelente calibração. A área abaixo da curva ROC foi de 0,79 para o InsCor, 0,81 para o ES e 0,82 para o 2000BP, confirmando que os modelos são bons e similares na discriminação. CONCLUSÕES: O InsCor e o ES tiveram melhor desempenho que o 2000BP em todas as fases da validação; pórem o novo modelo, além de se identificar com os fatores de risco locais, é mais simples e objetivo para a predição de mortalidade nos pacientes operados de doença coronariana e/ou valvar no InCor-HCFMUSP.

Recomendações da sociedade brasileira de arritmias cardíacas para serviços de holter

FUNDAMENTOS: Inúmeros indicadores são utilizados para assegurar a qualidade de um serviço; entretanto, a competência médica e o adequado fluxo de realização de um procedimento são determinantes da qualidade final. Nesse contexto, a Sociedade Brasileira de Arritmias Cardíacas pretende recomendar parâmetros mínimos necessários para garantir a excelência dos serviços de monitorização eletrocardiográfica ambulatorial. OBJETIVOS: Recomendar competências médicas mínimas e as informações necessárias para emissão do laudo de Holter. MÉTODOS: O documento foi fundamentado no conceito de medicina baseada em evidência, e nas circunstâncias em que a evidência não estava disponível a opinião de uma comissão de redação foi utilizada para a formulação da recomendação. Essa comissão foi formada por profissionais que apresentam vivência nas dificuldades do método e gestão na prestação de serviços nessa área. RESULTADOS: O profissional responsável pela análise de Holter deve conhecer as patologias cardiovasculares e ter formação consistente em eletrocardiografia, incluindo arritmias cardíacas e seus diagnósticos diferenciais. O laudo deve ser redigido de forma clara e objetiva. Os parâmetros mínimos que devem constar no laudo incluem as estatísticas do exame, assim como quantificação e análise dos distúrbios do ritmo observados durante a monitorização. CONCLUSÃO: A monitorização eletrocardiográfica ambulatorial deve ser realizada por profissionais com vivência em análise eletrocardiográfica e o laudo deve conter os parâmetros mínimos mencionados nesse documento.

Um método prático de racionamento das aves domésticas

O A., pretende facilitar aos práticos a composição de suas próprias fórmulas de ração com os alimentos disponíveis no momento; baseando-se nos conhecimentos e métodos já existentes sobre o assunto, simplifica-os, reduzindo-os ao exame de uma tabela que apresenta, conjuntamente com regras simples e práticas. Os cálculos sáo baseados na composição bruta dos alimentos e se limitam a adição e subtração do teor em proteina de cada ingradiente duma ração cujo total seja 100. Outras sugestões práticas são apresentadas.

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.

Contribuição ao estudo da aplicação do método da diagnose foliar ao algodoeiro (Grossypium hirsutum L., var. I. A. C. 817) II

This paper deal with one experiment carried out in order to study the correlation between petioles analysis and seed cotton yield. A 3X3X3 factorial with respect to N, P2 0(5) and K2 O was installed in a sandy soil with low potash content and medium amounts of total N and easily extractable P. Two kinds of petioles, newly mature were collected for analysis: those attached to fruit hearing branches, and petioles located on the stem; the first group is conventionally named "productive petioles"; The second one is called "not productive petioles". Petioles' sampling was done when the first blossoms appeared. Yield date showed a marked response to potash, both nitrogen and phosphorus having no effect. Very good correlation was found between petioles potash and yield. Both types of petioles samples were equally good indicators of the potash status of the plants. By mathematical treatment of the date it followes that the highed yield which was possible under experimental conditions, 1.562 kg of seed cotton per hectare would be reacher by using 128 kg of K2O per hectare. With this amount of potash supplied to the plants the following K levels would be expected in the petioles: "productive petioles" "not productive petioles" 1,93 % K 1,85 % K