Correlação entre o consumo de oxigênio obtido pelo método de Fick e pela calorimetria indireta no paciente grave

OBJETIVO: Correlacionar o índice de consumo de oxigênio medido através da calorimetria indireta (VO2I DELTA) às medidas calculadas pela equação reversa de Fick (VO2I FICK) em pacientes graves, vítimas de trauma ou sepse. MÉTODOS: Analisados 14 pacientes vítimas de trauma (n=5) ou sepse (n=9), com média de idade de 39,4 ± 5,4 anos, sendo 10 homens e 4 mulheres, APACHE II de 21,3±1,8, ISS de 24,8±6, Sepsis Score de 19,6±2,3, com risco de óbito calculado pelo APACHE II de 41,9±7,1%, submetidos à ventilação mecânica e monitorização hemodinâmica invasiva com cateter de Swan-Ganz e realizadas, pelos dois métodos, 4 séries de medidas do VO2I (T1 a T4). RESULTADOS: Houve uma boa correlação entre os dois métodos (r = 0,77), para a média das quatro medidas seriadas. Não houve diferença estatisticamente significativa entre os dois métodos nos tempos T1 (VO2I DELTA = 138±28 e VO2I FICK = 159±38 mL.min-1.m-2, p = 0,10) e T3 (VO2I DELTA = 144±26 e VO2I FICK = 158±35 mL.min-1.m-2, p = 0,14). Houve diferença significativa nos tempos T2 (VO2I DELTA = 141±27 e VO2I FICK = 155±26 mL.min-1.m-2, p = 0,03) e T4 (VO2I DELTA = 145±24 e VO2I FICK = 162±26 mL.min-1.m-2, p = 0,01). CONCLUSÃO: A calorimetria indireta é um método não invasivo, isento de complicações, que pode ser usado para avaliação do consumo de oxigênio no paciente grave de forma tão eficaz quanto à equação reversa de Fick.

Uma comparação entre a intervenção coronariana percutânea de resgate e primária realizadas no infarto agudo do miocárdio: relato multicêntrico de 9.371 pacientes

OBJETIVO: Análise comparativa dos resultados hospitalares em pacientes infartados reperfundidos por meio de uma intervenção coronariana percutânea de resgate ou primária. MÉTODOS: Selecionados pacientes consecutivos, submetidos a uma intervenção percutânea no infarto do miocárdio (< 24h), entre 1997 e 2000, incluídos no registro nacional multicêntrico CENIC, comparando os resultados hospitalares, entre aqueles submetidos ao procedimento de resgate (n=840) ou primário (n=8.531). RESULTADOS: Os pacientes que realizaram intervenção de resgate eram significativamente mais jovens, com infarto anterior, associado à presença de disfunção ventricular, porém com menor porcentual de doença coronariana multiarterial, comparados aos primários. As taxas de implante de stents foram similares (56,9% vs. 54,9%; p=0,283), mas o sucesso do procedimento foi menor nos casos de resgate (88,1% vs. 91,2%; p<0,001), cursando com maior mortalidade (7,4% vs. 5,6%; p=0,034), comparado à intervenção primária; nova revascularização (< 0,5%), cirurgia de emergência (< 0,3%) e reinfarto (< 2,6%) foram similares. A análise multivariada identificou o procedimento de resgate como preditor de mortalidade ao final da fase hospitalar [RC (IC=95%) = 1,60 (1,17-2,19); p=0,003]. CONCLUSÃO: Neste registro nacional, a intervenção de resgate apresentou uma maior mortalidade hospitalar, comparada ao procedimento primário.

A administração precoce de hormônio de crescimento resulta em efeitos deletérios na remodelação ventricular após o infarto agudo do miocárdio

OBJETIVO: Verificar a ação do hormônio de crescimento (GH) sobre a remodelação miocárdica em ratos infartados. MÉTODOS: Ratos Wistar foram submetidos ao infarto e tratados com GH (IAM-GH; n=8), ou com o veículo (IAM; n=8). Ratos controles foram submetidos ao infarto simulado (C; n=8). Após 30 dias, os animais foram submetidos ao estudo funcional por meio de ecocardiograma e as alterações da contratilidade miocárdica estudadas no músculo papilar isolado do ventrículo esquerdo (VE). RESULTADOS: O ecocardiograma identificou aumento nos diâmetros (mm) diastólico (C=7,32±0,49; IAM=8,50±0,73; IAM-GH= 9,34± 0,73; P<0,05) e sistólico (C=3,38±0,47, IAM= 5,16±1,24; IAM-GH=5,96±1,54; P<0,05) no VE dos animais com infarto. Os animais do grupo IAM-GH apresentaram menor fração (%) de ejeção (C=0,9±0,03; IAM=0,76±0,12; IAM-GH=0,72±0,14; P<0,05 para C vs IAM-GH) em relação aos controles. O estudo do músculo papilar isolado do ventrículo esquerdo mostrou que o grupo IAM-GH apresentou alterações (C=1,50±0,59; IAM= 1,28±0,38; IAM-GH=1,98±0,41; P<0,05 para C vs IAM-GH) somente na tensão de repouso (TR - g/mm²) e no delta do tempo para a tensão desenvolvida decrescer 50% (TR50, ms) após estimulação com cálcio (C=23,75±9,16; IAM=-16,56±14,82; IAM-GH=-4,69±8,39; P<0,05 para C vs IAM-GH) e no delta da tensão desenvolvida (TD, g/mm²) após estimulação com isoproterenol (C=0,99±0,17; IAM=0,54±0,62; IAM-GH= 0,08±0,75; P<0,05 para C vs IAM-GH), em relação aos animais controle. CONCLUSÃO: A administração precoce do GH no modelo de infarto experimental em ratos pode resultar em efeitos adversos no processo de remodelação ventricular.

Metaloproteinases 2 e 9 são preditoras de remodelação ventricular esquerda após o infarto do miocárdio

FUNDAMENTO: O papel de metaloproteinases (MMP) séricas após o infarto do miocárdio (IM) é desconhecido. OBJETIVO: O objetivo deste estudo foi o de avaliar o papel das MMP-2 e -9 séricas como marcadores prognósticos da remodelação ventricular seis meses após o IM anterior. MÉTODOS: Fizemos um registro prospectivo dos pacientes após o seu primeiro IM anterior. A atividade de MMP foi analisada entre 12 a 72 horas após o IM. Foi feito um ecocardiograma durante a internação e seis meses depois. RESULTADOS: Incluímos 29 pacientes; 62% mostraram remodelação ventricular. Os pacientes que mostraram remodelação tinham maior tamanho de infarto baseado nos valores pico da creatinofosfoquinase (CPK) (p = 0,037), alta prevalência de insuficiência cardíaca congestiva em hospitais (p = 0,004), e redução da fração de ejeção (FE) (p = 0,007). Os pacientes com remodelação ventricular tiveram menores níveis séricos de MMP-9 inativa (p = 0,007) e maiores níveis da forma ativa da MMP-2 (p = 0,011). Em um modelo de regressão logística multivariada, ajustado pela idade, pico de CPK, FE e prevalência de insuficiência cardíaca, os níveis séricos da MMP-2 e -9 estavam associados à remodelação (p = 0,033 e 0,044, respectivamente). CONCLUSÃO: Níveis séricos mais elevados da MMP-9 inativa foram associados com a preservação dos volumes ventriculares esquerdos, e níveis séricos mais elevados da forma ativa da MMP-2 foram um preditor da remodelação seis meses após o IM.

Proposal Intensity Adequacy of Expiratory Effort and Heart Rate Behavior During the Valsalva Maneuver in Preadolescents

Background: When performing the Valsalva maneuver (VM), adults and preadolescents produce the same expiratory resistance values. Objective: To analyze heart rate (HR) in preadolescents performing VM, and propose a new method for selecting expiratory resistance. Method: The maximal expiratory pressure (MEP) was measured in 45 sedentary children aged 9-12 years who subsequently performed VM for 20 s using an expiratory pressure of 60%, 70%, or 80% of MEP. HR was measured before, during, and after VM. These procedures were repeated 30 days later, and the data collected in the sessions (E1, E2) were analyzed and compared in periods before, during (0-10 and 10-20 s), and after VM using nonparametric tests. Results: All 45 participants adequately performed VM in E1 and E2 at 60% of MEP. However, only 38 (84.4%) and 25 (55.5%) of the participants performed the maneuver at 70% and 80% of MEP, respectively. The HR delta measured during 0-10 s and 10-20 s significantly increased as the expiratory effort increased, indicating an effective cardiac autonomic response during VM. However, our findings suggest the VM should not be performed at these intensities. Conclusion: HR increased with all effort intensities tested during VM. However, 60% of MEP was the only level of expiratory resistance that all participants could use to perform VM. Therefore, 60% of MEP may be the optimal expiratory resistance that should be used in clinical practice.

Effects of Exercise Training on Heart Rate Variability in Chagas Heart Disease

Background: Heart rate variability (HRV) is a marker of autonomic dysfunction severity. The effects of physical training on HRV indexes in Chagas heart disease (CHD) are not well established. Objective: To evaluate the changes in HRV indexes in response to physical training in CHD. Methods: Patients with CHD and left ventricular (LV) dysfunction, physically inactive, were randomized either to the intervention (IG, N = 18) or control group (CG, N = 19). The IG participated in a 12-week exercise program consisting of 3 sessions/week. Results: Mean age was 49.5 ± 8 years, 59% males, mean LVEF was 36.3 ± 7.8%. Baseline HRV indexes were similar between groups. From baseline to follow-up, total power (TP): 1653 (IQ 625 - 3418) to 2794 (1617 - 4452) ms, p = 0.02) and very low frequency power: 586 (290 - 1565) to 815 (610 - 1425) ms, p = 0.047) increased in the IG, but not in the CG. The delta (post - pre) HRV indexes were similar: SDNN 11.5 ± 30.0 vs. 3.7 ± 25.1 ms. p = 0.10; rMSSD 2 (6 - 17) vs. 1 (21 - 9) ms. p = 0.43; TP 943 (731 - 3130) vs. 1780 (921 - 2743) Hz. p = 0.46; low frequency power (LFP) 1.0 (150 - 197) vs. 60 (111 - 146) Hz. p = 0.85; except for high frequency power, which tended to increase in the IG: 42 (133 - 92) vs. 79 (61 - 328) Hz. p = 0.08). Conclusion: In the studied population, the variation of HRV indexes was similar between the active and inactive groups. Clinical improvement with physical activity seems to be independent from autonomic dysfunction markers in CHD.

Role Of MMP-2 and MMP-9 in Resistance to Drug Therapy in Patients with Resistant Hypertension

AbstractBackground:Despite the increased evidence of the important role of matrix metalloproteinases (MMP-9 and MMP‑2) in the pathophysiology of hypertension, the profile of these molecules in resistant hypertension (RHTN) remains unknown.Objectives:To compare the plasma levels of MMP-9 and MMP-2 and of their tissue inhibitors (TIMP-1 and TIMP-2, respectively), as well as their MMP-9/TIMP-1 and MMP-2/TIMP-2 ratios, between patients with controlled RHTN (CRHTN, n=41) and uncontrolled RHTN (UCRHTN, n=35). In addition, the association of those parameters with clinical characteristics, office blood pressure (BP) and arterial stiffness (determined by pulse wave velocity) was evaluate in those subgroups.Methods:This study included 76 individuals diagnosed with RHTN and submitted to physical examination, electrocardiogram, and laboratory tests to assess biochemical parameters.Results:Similar values of MMP-9, MMP-2, TIMP-1, TIMP-2, and MMP-9/TIMP-1 and MMP-2/TIMP-2 ratios were found in the UCRHTN and CRHTN subgroups (P>0.05). A significant correlation was found between diastolic BP (DBP) and MMP-9/TIMP-1 ratio (r=0.37; P=0.02) and DPB and MMP-2 (r=-0.40; P=0.02) in the UCRHTN subgroup. On the other hand, no correlation was observed in the CRHTN subgroup. Logistic regression models demonstrated that MMP-9, MMP-2, TIMP-1, TIMP-2 and their ratios were not associated with the lack of BP control.Conclusion:These findings suggest that neither MMP-2 nor MMP-9 affect BP control in RHTN subjects.

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.

Análise da variação qualitativa em amostras pequenas

Na aplicação do X2-teste devemos distinguir dois casos : Á) Quando as classes de variáveis são caracterizadas por freqüências esperadas entre p = 0,1 e p = 0,9, podemos aplicar o X2-teste praticamente sem restrição. É talvez aconselhável, mas não absolutamente necessário limitar o teste aos casos nos quais a freqüência esperada é pelo menos igual a 5. e porisso incluimos na Táboa II os limites da variação de dois binômios ( 1/2 + 1/2)n ( 1/4 + 3/4)n para valo r es pequenos de N e nos três limites convencionais de precisão : ,5%, 1% e 0,1%. Neste caso, os valores dos X2 Índividuais têm apenas valor limitado e devemos sempre tomar em consideração principalmente o X2 total. O valor para cada X2 individual pode ser calculado porqualquer das expressôe seguintes: x2 = (f obs - f esp)²> f. esp = ( f obs - pn)2 pn = ( f obs% - p)2.N p% (100 - p%) O delta-teste dá o mesmo resultado estatístico como o X2-teste com duas classes, sendo o valor do X2-total algébricamente igual ao quadrado do valor de delta. Assim pode ser mais fácil às vezes calcular o X2 total como quadrado do desvio relativo da. variação alternativa : x² = ( f obs -pn)² p. (1-p)N = ( f obs - p %)2.N p% (100 - p%) B) Quando há classes com freqüência esperada menor do que p = 0,1, podemos analisar os seus valores individuais de X2, e desprezar o valor X2 para as classes com p maior do que 0,9. O X2-teste, todavia, pode agora ser aplicado apenas, quando a freqüência esperada for pelo menos igual ou maior do que 5 ou melhor ainda, igual ou maior do que 10. Quando a freqüência esperada for menor do que 5, a variação das freqüências observadas segue uma distribuição de Poisson, não sendo possível a sua substituição pela aproximação Gausseana. A táboa I dá os limites da variação da série de Poisson para freqüências esperadas (em números) desde 0,001 até 15. A vantagem do emprego da nova táboa I para a comparação, classe por classe, entre distribuições esperadas e observadas é explicada num exemplo concreto. Por meio desta táboa obtemos informações muito mais detablhadas do que pelo X2-teste devido ao fato que neste último temos que reunir as classes nas extremidades das distribuições até que a freqüência esperada atinja pelo menos o valor 5. Incluimos como complemento uma táboa dos limites X2, pára 1 até 30 graus de liberdade, tirada de um outro trabalho recente (BRIEGER, 1946). Para valores maiores de graus da liberdade, podemos calcular os limites por dois processos: Podemos usar uma solução dada por Fischer: √ 2 X² -√ 2 nf = delta Devem ser aplicados os limites unilaterais da distribuição de Gauss : 5%:1, 64; 1%:2,32; 0,1%:3,09: Uma outra solução podemos obter segundo BRIEGER (1946) calculando o valor: √ x² / nf = teta X nf = teta e procurando os limites nas táboas para limites unilaterais de distribuições de Fischer, com nl = nf(X2); n2 = inf; (BRIEGER, 1946).

Seasonal and diel variation in the fish assemblage of a Neotropical delta in southern Brazil

The objective of this study was to identify the patterns of seasonal and diel variation and the most important abiotic factors that influence variation in the fish assemblage of the Delta of the Jacuí River in southern Brazil. Seventy-two samples were collected over a one year period. Water temperature was the abiotic factor with the greatest influence on the distribution of the assemblage. The structure of the assemblage exhibited significant changes in terms of species abundance and biomass during the year, with the greatest abundance and biomass being observed during the autumn. There was no significant difference between day and night in terms of abundance, but biomass was significantly greater during the night than during the day.

Composição e dinâmica da avifauna da usina eólica da praia da Pedra do Sal, Delta do Parnaíba, Piauí, Brasil

RESUMO O impacto dos parques eólicos sobre as aves é um dos temas menos estudados no Brasil, o que contrasta com a importância dessa nova fonte de energia renovável. O presente estudo buscou caracterizar a composição e dinâmica ecológica das espécies de aves residentes e migratórias presentes na área da Usina Eólica da Pedra do Sal, em Parnaíba, Estado do Piauí. O estudo foi desenvolvido por meio de trinta e três amostragens distribuídas em dois ciclos sazonais completos (setembro de 2011 a agosto de 2013), através do método do ponto de escuta, dispostos na base de cada um dos aerogeradores. Foram registrados 6.843 contatos de aves pertencentes a 67 espécies distribuídas em 22 famílias e 13 ordens, e a espécie com maior número de contatos foi a batuíra-de-coleira (Charadrius collaris). As categorias tróficas predominantes foram as das aves insetívoras, representadas por 18 espécies, seguidas pelas aves que se alimentam de invertebrados aquáticos (17 espécies). A maioria das aves registradas é de ambiente aquático. Durante o desenvolvimento desse estudo não foram registradas colisões entre as aves e os aerogeradores.

Estudo da patogenicidade para camundongos recém-nascidos de amostras de echovirus tipo 9 isoladas de casos de meningite durante um surto epidêmico no Rio de Janeiro

A patogenicidade do echovirus tipo 9 para camundongos recém-nascidos foi estudada, utilizando-se 12 amostras isoladas em cultura de células primárias de rim de macaco, a partir do liquor de crianças com meningite. Os animais inoculados com o fluido da primeira passagem em células desenvolveram paralisia flácida, após um período de 5 dias, com a morte ate o 8º dia. Os especimens originais de liquor não continham suficiente vírus para provocar sinais clínicos nos animais inoculados no período de 21 dias de observação. Ao exame histopatológico os animais doentes apresentaram miopatia necrotizante da musculatura paravertebral, língua e diafragma. Animais inoculados que não desenvolveram paralisia durante o período de observação apresentaram miosite discreta, sem que tenha sido encontrada necrose das fibras musculares.