Influência do diabete melito nos resultados imediatos do implante de stent coronário: uma análise dos dados da Central Nacional de Intervenções Cardiovasculares (CENIC)

OBJETIVO: Avaliar a influência do diabete melito (DM) nos resultados imediatos do implante de stent coronário (SC), de acordo com o quadro clínico de apresentação. MÉTODOS: Entre janeiro/1997 e dezembro/2003, segundo a Central Nacional de Intervenções Cardiovasculares (CENIC), 11.874 pacientes diabéticos foram submetidos a implante de SC: 7.386 (62,3%) com insuficiência coronária crônica (ICO), 3.142 (26,4%), em síndrome isquêmica instável sem elevação ST (SIASEST) e 1.346 (11,3%), com infarto agudo do miocárdio (IAM) com supradesnivelamento de ST. Estes grupos foram comparados com 48.103 não-diabéticos: 30.980 (64,5%) com ICO, 10.938 (22,7%) em SIASEST e 6.185 (12,8%) com IAM. RESULTADOS: Os diabéticos apresentaram características clínicas e angiográficas de maior risco. Os diabéticos com ICO apresentaram taxa de eventos adversos semelhantes aos não-diabéticos (0,98% x 0,91%, p=0,5971), porém, os diabéticos em SIASEST e IAM apresentaram maior incidência de eventos: 2,76% x 1,46% (p<0,0001) e 7,87% x 4,1% (p<0,0001), respectivamente. A análise multivariada mostrou o DM como preditor independente de risco para eventos adversos maiores na SIASEST (OR: 1,92 IC: 1,46-2,52 p<0,0001) e no IAM (OR: 2,0 IC: 1,57-2,54 p<=0,0001) e não na ICO (OR: 1,08 IC: 0,83-1,42 p=0,5470). CONCLUSÃO: Os pacientes diabéticos portadores de ICO apresentaram evolução hospitalar semelhante aos não diabéticos, porém, os com SIASEST e IAM demonstraram maior taxa de eventos cardíacos adversos comparados com a população não-diabética.

Perfil de uso dos stents farmacológicos no Brasil: dados da Central Nacional de Intervenções Cardiovasculares (CENIC)

FUNDAMENTO: Os stents farmacológicos (SF) foram um grande avanço no tratamento da cardiopatia isquêmica, mas críticas têm sido feitas à extrapolação dos resultados favoráveis de ensaios clínicos para a prática clínica diária. OBJETIVO: Avaliar o uso dos stents farmacológicos (SF) no Brasil, entre os anos de 2000 e 2005. MÉTODOS: Por meio do banco de dados da Central Nacional de Intervenções Cardiovasculares (CENIC), da Sociedade Brasileira de Hemodinâmica e Cardiologia Intervencionista, foram analisados todos os procedimentos com uso de SF entre os anos de 2000-2005. Os grupos foram divididos nos biênios (2000-2001(A), 2002-2003 (B) e 2004-2005(C)), e as características clínicas, angiográficas e os desfechos foram comparados. Análise estatística foi realizada com teste quiquadrado ou ANOVA, sendo significativo p<0,05. RESULTADOS: No período estudado foram avaliados 154.406 procedimentos, e os SF foram utilizados em 10.426 intervenções (7% do total). Observou-se progressivo e estatisticamente significativo aumento uso dos SF no período analisado: 0,14% em 2000-2001, 5% em 2002-2003, e 14% em 2004-2005 (p<0,0001). Após 2001, observou-se aumento dos índices de sucesso (96,58% em 2000-2001 (A), 99,69% em 2002-2003 (B) e 99,56 em 2004-2005 (C), A x B com p<0,001; B x C com p=0,015) e redução nas taxas de óbito hospitalar (1,59% no grupo A, 0,38% no grupo B, 0,66% no grupo C, p=0,59 para A x B; e p<0,0001 para B x C). CONCLUSÃO: O uso dos SF no Brasil cresceu significativamente nos últimos anos, com melhora dos índices de sucesso e diminuição do óbito hospitalar.

Impacto econômico dos casos de doença cardiovascular grave no Brasil: uma estimativa baseada em dados secundários

FUNDAMENTO: Há escassez de dados no Brasil para subsidiar a crescente preocupação sobre o impacto econômico das doenças cardiovasculares (DCV). OBJETIVO: Estimar os custos referentes aos casos de DCV grave no Brasil. MÉTODOS: O número de casos de DCV grave foi estimado a partir das taxas de letalidade e mortalidade dos pacientes hospitalizados. Estudos observacionais e bancos de dados nacionais foram utilizados para estimar os custos referentes à hospitalização, atendimento ambulatorial e benefícios pagos pela previdência. A perda da renda foi estimada com base nos dados do estudo de Carga de Doenças no Brasil. RESULTADOS: Aproximadamente dois milhões de casos de DCV grave foram relatados em 2004 no Brasil, representando 5,2% da população acima de 35 anos de idade. O custo anual foi de, pelo menos, R$ 30,8 bilhões (36,4% para a saúde, 8,4% para o seguro social e reembolso por empregadores e 55,2% como resultado da perda de produtividade), correspondendo a R$ 500,00 per capita (para a população de 35 anos e acima) e R$ 9.640,00 por paciente. Somente nesse subgrupo, os custos diretos em saúde corresponderam por 8% do gasto total do país com saúde e 0,52% do PIB (R$ 1.767 bilhões = 602 bilhões de dólares), o que corresponde a uma média anual de R$ 182,00 para os custos diretos per capita (R$ 87,00 de recursos públicos) e de R$ 3.514,00 por caso de DCV grave. CONCLUSÃO: Os custos anuais totais para cada caso de DCV grave foram significativos. Estima-se que tanto os custos per capita como aqueles correspondentes ao subgrupo de pacientes com DCV grave aumentem significativamente à medida que a população envelhece e a prevalência de casos graves aumente.

Fatores genéticos na agregação familiar da pressão arterial de famílias nucleares portuguesas

FUNDAMENTO: Apesar da elevada prevalência de hipertensão arterial em Portugal, a importância relativa que os genes possam exercer na manifestação final dos valores da pressão arterial (PA) parece pouco estudada. OBJETIVOS: Verificar a presença, indireta, de transmissão vertical de fatores genéticos entre progenitores e descendentes nos valores da PA, e estimar a contribuição dos fatores genéticos responsáveis pela variação dos valores de PA em termos populacionais. MÉTODOS: A amostra foi constituída por 367 indivíduos (164 progenitores e 203 descendentes) pertencentes a 107 famílias nucleares provenientes de diferentes regiões do norte de Portugal, participantes do projeto "Famílias Activas". A PA foi medida com um aparelho digital da marca Omron®, modelo M6 (HEM-7001-E). Foram utilizados os softwares estatísticos SPSS 15.0 para a análise exploratória de dados e o cálculo das estatísticas descritivas, e o PEDSTATS para analisar o comportamento genérico das variáveis entre os diferentes membros da família. O cálculo das correlações entre familiares e as estimativas de heritabilidade foram realizados nos módulos FCOR e ASSOC do software de epidemiologia genética S.A.G.E., versão 5.3. RESULTADOS: Para a PA sistólica (PAS), os valores das correlações entre os graus de parentesco foram de baixos a moderados (0,21< r <0,35). Para a PA diastólica (PAD), os valores encontrados foram moderados (0,24< r <0,50). Os fatores genéticos explicaram cerca de 43 e 49% da variação total da PAS e da PAD, respectivamente. CONCLUSÃO: Os resultados evidenciaram que uma quantidade moderada da PAS e da PAD é imputada a fatores genéticos.

Validação de um novo escore de risco cirúrgico para cirurgia valvar: VMCP

FUNDAMENTO: Alguns estudos desenvolveram escores para avaliar o risco cirúrgico, particularmente o EuroSCORE que, entretanto, é complexo e trabalhoso. Sugerimos um escore novo e simples, mais adequado para a prática clínica e para a avaliação de risco cirúrgico em pacientes valvopatas. OBJETIVO: Este estudo foi realizado para criar e validar um escore simples e prático para predizer mortalidade e morbidade em cirurgia valvar. MÉTODOS: Coletamos dados hospitalares de 764 pacientes e realizamos a validação do escore, utilizando dois modelos estatísticos: óbito (= mortalidade) e tempo de internação hospitalar (TIH) > 10 dias (= morbidade). O escore foi composto de quatro índices (V [lesão valvar], M [função miocárdica], C [doença arterial coronariana] e P [pressão da artéria pulmonar]). Estabelecemos um valor de corte para o escore, e foram utilizadas análises uni e multivariada para confirmar se o escore seria capaz de predizer mortalidade e morbidade. Também estudamos se havia associação com outros fatores de risco. RESULTADOS: O escore foi validado, com boa consistência interna (0,65), e o melhor valor de corte para mortalidade e morbidade foi 8. O escore com valor > 8 pode predizer TIH > 10 dias (odds ratio (OR) = 1,7 p=0,006), e um maior risco de óbito ao menos na análise univariada (p=0,049). Entretanto, o risco de óbito não foi previsível na análise multivariada (p=0,258). CONCLUSÃO: O escore VMCP > 8 pode predizer TIH > 10 dias e pode ser usado como uma nova ferramenta para o seguimento de pacientes portadores de valvopatia submetidos a cirurgia.

Tendência da mortalidade por doenças do aparelho circulatório no Brasil: 1950 a 2000

FUNDAMENTO: As doenças do aparelho circulatório (DAC), um dos mais importantes problemas de saúde da atualidade, apesar de proporcionalmente ainda liderarem as estatísticas de morbi-mortalidade, começam a apresentar tendência declinante da mortalidade em diversos países. OBJETIVO: Analisar a tendência da mortalidade por DAC nas capitais brasileiras, no período de 1950 a 2000. MÉTODOS: Estudo de série temporal das razões de mortalidade padronizadas por DAC. Utilizamos dados secundários de óbitos dos anuários estatísticos do IBGE e do Sistema de Informação de Mortalidade. Realizamos análise de tendência linear das razões de mortalidade padronizadas por DAC nas capitais brasileiras que apresentaram séries completas de mortalidade, considerando os anos censitários do período do estudo (1950 a 2000). RESULTADOS: Apesar de proporcionalmente as DAC representarem a primeira causa de óbito na população brasileira, bem como apresentarem crescimento proporcional no período de análise deste estudo, o risco de óbito, representado pelas razões de mortalidade padronizadas, apresenta-se em decréscimo, particularmente a partir da década de 80. Destacam-se as cidades de Fortaleza, Salvador, Belo Horizonte, Rio de Janeiro e São Paulo, que apresentam razões de mortalidade padronizadas elevadas, porém em decréscimo (p < 0,05 e p < 0,10) desde o início do período analisado. CONCLUSÃO: O comportamento do risco de óbito por DAC sugere que esse grupo de enfermidades é o que primeiro se estabelece, acompanhando o aumento da industrialização no Brasil, verificado a partir da década de 1930 e após a Segunda Guerra Mundial, Como ocorreu em São Paulo e Rio de Janeiro, que historicamente experimentaram um processo de desenvolvimento e urbanização anterior e diferenciado em relação às outras capitais.

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.

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.

Dados de reprodução de Platyrrhinus lineatus em estudo de longo prazo no Estado do Rio de Janeiro (Mammalia, Chiroptera, Phyllostomidae)

Baseado em uma grande amostragem de morcegos realizada na Mata Atlântica, Estado do Rio de Janeiro, sudeste do Brasil, nós analisamos a biologia reprodutiva de Platyrrhinus lineatus (E. Geoffroy, 1810). Os morcegos foram capturados com redes de neblina entre 1989 e 2005, em 27 das 41 diferentes localidades amostradas. O começo da época reprodutiva foi estimado 30 dias antes da data da captura da primeira fêmea grávida. Para determinação do término da época reprodutiva empregamos a data da captura da última fêmea lactante mais 40 dias. O total de 688 morcegos adultos foi analisado, sendo 58,3% representados por fêmeas. O maior número de capturas foi observado nos meses de fevereiro, janeiro e agosto. Machos com testículos escrotados foram observados em todos os meses. Fêmeas inativas sexualmente foram observadas com predominância em março e de maio a agosto. Fêmeas com fetos palpáveis foram observadas em todos os meses, exceto em abril, junho e julho com pico em agosto-outubro e janeiro-fevereiro. Fêmeas lactantes foram capturadas de novembro a junho, com pico em novembro e fevereiro. Fêmeas simultaneamente grávidas e lactantes foram capturadas em todos os meses exceto em junho, com pico em abril. O tamanho da época reprodutiva variou a cada ano, compreendendo de 8 a 12 meses, com média de 10,6 meses.

Modelagem de ocorrência e densidade de juvenis de Callinectes sapidus (Decapoda, Portunidae) em dois estuários do Rio Grande do Sul, com dados zero-inflacionados

Dados de contagem de juvenis de siri-azul (Callinectes sapidus Rathbun, 1896) coletados em dois estuários do Rio Grande do Sul são objeto do presente estudo. Por se encontrarem zero-inflacionados, esses dados motivaram a formulação de modelos hierárquicos, que quantificam o efeito das covariáveis categóricas mês e local sobre a probabilidade de ocorrência e densidade dessas populações, levando em conta a detecção imperfeita. Foram também desenvolvidos modelos não-hierárquicos para comparação. Uma abordagem Bayesiana foi adotada para a estimação dos parâmetros dos modelos por simulação Monte Carlo com Cadeias de Markov (MCMC). A comparação entre modelos foi feita com o Critério de Informação da Deviância (DIC). Os modelos hierárquicos apresentaram ajustes melhores que os modelos convencionais, mitigaram o problema do excesso de zeros e permitiram analisar simultaneamente as probabilidades de ocorrência e a densidade de juvenis de siri-azul. No estuário da Lagoa dos Patos, a probabilidade de ocorrência de juvenis na Classe 2 aumenta com a distância da desembocadura, enquanto em Tramandaí os pontos intermediários apresentam as maiores probabilidades. Em ambos os estuários a ocorrência é mais provável nos meses de verão e de inverno. A densidade de juvenis da Classe 2 apresenta marcada variação em relação aos meses do ano sendo, em geral, maior no estuário de Tramandaí.

Alguns dados sobre a leishmaniose visceral americana e doença de Chagas no Nordeste Brasileiro (Relatório de uma excursão realizada nos Estados do Ceará, Pernambuco e Baía)

Antes de nossas pesquisas, nas zonas emque trabalhamos, haviam sido asinalados cinco casos vivos de Leishmaniose Visceral Americana, três no Ceará e dois em Pernambuco. Alem desses, oito tinham sido evidenciados por viscerotomia na Baía, município de Jacobina. Já se tinha conhecimento tambem, de um caso de Doença de Chagas no Ceará. Na confecção do presente trabalho visitamos regiões dos Estados do Ceará, Pernambuco e Baía, onde realizamos rápidos inquéritos epidemiológicos sobre as duas protozooses. No Ceará, região do Cariri, encontramos dois novos casos de Leishmaniose Visceral Americana, cujo diagnóstico foi confirmado pelo exame de esfregaços de polpa esplênica, e cinco de Doença de Chagas, evidenciandos pelos xenodiagnóstico. Foram capturados Flebotomus longipalpis Lutz & Neiva, F. villelai Mangabeira., F. limai Fonseca e F. nordestinus Mangabeira, assim com Panstrongylus megistus (Burm.), 13.5% dos quais infectados. Examinamos animais domésticos (cães e gatos) e silvestres com resultado negativo. Em Pernambuco, município de Exú, fizemos um inquérito sobre os dois casos de Leishmaniose Visceral Americana anteriormente assinalados, não encontrando outros. foram capturados F. longipalpis Lutz & Neiva, alem de Panstrongylus magistus (Burm.) e Triatoma brasiliensis Neiva; nenhum deles estava infectado. Dos animais domésticos foram autopsiados três cães sendo encontrado um com leishmanias no fígado e no baço. O exame de 43 animais silvestres nada revelou. Na Baía, município de Jacobina, encontramos, na zona periférica da cidade, um caso de Leishmaniose visceral Americana e, em outras localidades do município, três outros casos, cujos diagnósticos foram confirmados pelo exame de esfregaços de polpa esplênica; encontramos, também dois casos de Doença de Chagas, evidenciados pelo xenodiagnóstico. Foram capturados F. evandroi Costa Lima, F. lenti Mangabeira e F. longipalpis Lutz & Neiva; Panstrongylus megistus (Burm.) (65.5% infectados) e um exemplar de Eutriatoma maculata (Erich.). Encontramos, tambem, em oco de pau, longe das habitações, um exemplar de P. megistus (Burm.) infectado. Examinamos quatro animais domésticos (cães e gatos), tendo sido encontrado um cão portador de S. cruzi.