Rastreamento de lesões pré-neoplásicas do ânus: citologia anal e anuscopia de alta resolução novas armas para prevenção

Squamous anal cell carcinoma frequency has been changing during the last decades. It was a rare disease in the past with 0.2 cases per 100,000 inhabitants in Denmark before the 60’s and 0.5 per 100,000 in the United States of America (USA) in 1973. Currently these figures have risen to a 1.00 / 100,000 ratio in accordance with the public records in the USA. Although the incidence in the general population can still be considered low, regardless of having doubled during the past 30 years, some specific groups in the population seem to have a higher level of risk, with a ratio of 70 ocurrences per each group of 100,000 individuals. The relationship between infections caused by oncogenic types of human papillomavirus and the similarity with cervical squamous cell carcinoma lead us to believe that screening techniques similar to the ones used as from the 40’s aiming the control of the cervical carcinoma, such as Papanicolaou smear (anal cytology) and colposcopy (high resolution anoscopy), may be effective on anal cancer prevention in those specific groups, or at least, to its early diagnosis. This article presents the techniques for tracking these early anal cancer lesions justifying them as a Public Health point of view.

Movimentação financeira: a base de uma contribuição para o INSS em substituição à folha de pagamentos

Em média, os salários no Brasil são onerados em 42,5% do seu valor bruto, somando-se a parte que é descontada do salário do trabalhador com a que incide sobre a folha de pagamentos das empresas. Isso torna o país uma das economias que mais tributam rendimentos do trabalho assalariado no mundo. O maior ônus sobre os salários recai sobre as empresas, estimulando práticas como a contratação de empregados sem carteira de trabalho assinada e a terceirização, fazendo da informalidade um dos elementos determinantes dos crescentes déficits do INSS. A folha de pagamentos é tributada em média em 35%, sendo a contribuição previdenciária o tributo de maior peso. Após diagnosticar o problema, este texto discute aspectos relacionados aos regimes previdenciários e as bases de incidência adequadas a cada um deles. Mostra ainda que o regime geral da previdência no Brasil assumiu conotação de política pública de renda complementar. Nesse sentido, propõe-se a substituição do INSS patronal, uma base restrita, por uma contribuição de 0,61% sobre as movimentações nas contas-correntes bancárias, uma base universal, e compara os efeitos sobre a economia de um tributo cumulativo com os produzidos por um imposto sobre o valor agregado. Utilizando o modelo de input-output de Leontief como mecanismo de análise, o trabalho revela que uma contribuição sobre as transações bancárias implica menor carga tributária sobre os preços setoriais e menor distorção alocativa que os 20% cobrados sobre a folha de salários das empresas para o INSS. Por fim, o texto procura desmistificar a crítica envolvendo a cumulatividade tributária.

Mortalidade por neoplasias no Brasil (1980/1983/1985): agrupamento dos Estados, comportamento e tendências

Examinou-se a mortalidade por neoplasias no Brasil, utilizando-se dados oficiais do Ministério da Saúde, abrangendo 26 Unidades da Federação e 13 diferentes localizações neoplásicas, para os anos de 1980, 1983 e 1985. As Análises de Agrupamento e de Componentes Principais revelaram comportamento heterogêneo entre regiões do país, com relação às 13 variáveis estudadas, sendo que os principais elementos discriminantes foram as neoplasias malignas da traquéia/brônquio/pulmão, seguidas das do estômago, esôfago, cólon e pâncreas. Análises complementares evidenciaram tendência de crescimento das taxas de mortalidade para as neoplasias malignas da próstata (17,74%), da traquéia/brônquio/pulmão(15,22%), da mama (11,32%), do pâncreas (10,23%), do cólon (8,08%), do colo uterino (6,45%) e da laringe (6,36%). Houve redução da mortalidade por neoplasias benignas/carcinoma "in situ"/ outras (27,37%), por neoplasias malignas no reto sigmóide/ânus (7,67%), do estômago (5,31%), de outro local do útero não especificado (2,56%), por leucemia (0,70%) e por neoplasias malignas do esôfago (0,44%). As neoplasias malignas do estômago foram a principal causa de morte por câncer no Brasil, representando 21,30% do total médio, seguidas das neoplasias malignas da traquéia/brônquio/pulmão(17,49% do total médio). Destacam-se os altos índices de mortalidade por neoplasias malignas do esôfago no Estado do Rio Grande do Sul.

Análise econômica de programa para rastreamento do diabetes mellitus no Brasil

OBJETIVO: Diabetes mellitus é um problema de saúde pública com elevado ônus social e econômico, cujo diagnóstico é desconhecido em metade dos indivíduos portadores. Em 2001, o Ministério da Saúde realizou a Campanha Nacional para a Detecção do Diabetes Mellitus. Assim, o objetivo do estudo foi estimar o impacto econômico e o rendimento desse rastreamento populacional. MÉTODOS: Baseado no número de rastreados com resultados positivos (glicemia capilar em jejum >100 mg/dl ou fora do jejum >140 mg/dl), foram estimados os prováveis casos novos de diabetes mellitus e construído modelo de decisão analítico. Dados primários e secundários foram utilizados para estimar os custos (em Reais) e o rendimento (casos novos de diabetes mellitus detectados) do rastreamento com o pressuposto de pagador único. Análises de sensibilidade foram conduzidas para avaliar o efeito de alguns parâmetros nessas estimativas. RESULTADOS: Considerando-se a prevalência de diabetes mellitus não diagnosticado na população-alvo de 4,8%, o número provável de novos casos de diabetes mellitus diagnosticados foi de 518.579. Isso, pressupondo que um terço dos participantes com teste positivo procurou a confirmação (23 casos por 1.000 rastreados). O custo por novo caso de diabetes mellitus diagnosticado a partir desses pressupostos seria de R$89. Em análises de sensibilidade, os resultados foram sensíveis ao percentual dos testes confirmatórios. CONCLUSÕES: Apesar dos expressivos custos com a campanha de rastreamento no Brasil, o rendimento foi comparável a outras ações preventivas e, em termos absolutos, o custo por novo caso de diabetes mellitus detectado foi inferior ao relatado por outros países.

Descrição de duas novas espécies de Sciaenidae (Perciformes) de água doce da Bacia Amazônica

São descritas duas novas espécies de Sciaenidae da região Amazônica, pertencentes aos gêneros Pachyurus e Plagioscion. Pachyurus junki sp. n. difere das demais espécies congenéricas descritas por apresentar a seguinte combinação de caracteres: extremidade posterior da nadadeira pélvica distante do ânus; largura interorbital contida menos do que 6,0 vezes no comprimento da cabeça; segundo espinho da nadadeira anal contido mais do que 2,1 vezes no comprimento da cabeça; 29 a 33 raios na nadadeira dorsal; 11 a 16 séries de escamas acima da linha lateral; 11 a 16 séries de escamas abaixo da linha lateral e 58 a 68 escamas perfuradas na linha lateral. Plagioscion montei sp. n. difere das demais espécies do gênero por apresentar: ânus distante da nadadeira anal, estando a distância ânus-anal contida de 2,4 a 3,5 vezes no comprimento da cabeça; nadadeira peitoral relativamente longa, quando adpressa sua extremidade posterior chega próximo ou ultrapassa a linha vertical que passa pela origem do ânus; largura interorbital relativamente ampla, contida entre 3,5 e 5,0 vezes no comprimento da cabeça e segundo espinho da nadadeira anal forte e curto, contido de 2,5 a 4,4 vezes no comprimento da cabeça.

Quadro citológico vaginal, concentração plasmática de progesterona durante a gestação e medidas fetais em paca (Cuniculus paca Linnaeus, 1766)

Em 27 pacas (Cuniculus paca Linnaeus, 1766) objetivou-se descrever aos 30, 60 e 90 dias (D) de prenhez diagnosticada por ultrassonografia (US), os tipos celulares do epitélio vaginal em esfregaços vaginais, relatar as condições de abertura da vulva e as características do muco vaginal, determinar a concentração plasmática de progesterona (P4) por radioimunoensaio, e ainda, mensurar por ultrassonografia (US) o diâmetro biparietal (DBP) fetal aos 60 e 90 dias de prenhez. No D30, 40% das amostras exibiram células (com características estrogênicas) superficiais e presença de núcleos nus. Nos D60 e D90, células parabasais, intermediárias, superficiais e naviculares estavam presentes nas mesmas proporções, mas células endocervicais foram descritas em apenas 73,9% e 69% das amostras daqueles dias, respectivamente. No D30 a maior proporção de células naviculares e superficiais diferiu (p < 0,05) em relação aos outros tipos celulares presentes. O muco vaginal apresentou-se cristalino e fluido em 100% e em 70% das fêmeas nos D30 e D60, respectivamente. Observou-se o vestíbulo vaginal aberto em torno de 50% das fêmeas em todos os dias de exames. Valores mínimos detectáveis de P4 foram obtidos em 72% e em 83% das fêmeas, enquanto que as médias das medidas dos DBP foram 1,25 cm (± 0,16) e 2,34 cm (± 0,25) nos D60 e D90, respectivamente. O quadro citológico vaginal nos D30, D60 e D90 e o DBP fornecem elementos que contribuem para diagnóstico de gestação em pacas. A concentração de P4 demonstra a necessidade de maiores estudos da endocrinologia da gestação em pacas.

Desempenho e gastos do SUS com revascularizações do miocárdio no Estado do Rio de Janeiro, de 1999 a 2008

FUNDAMENTO: Os gastos com cirurgia de revascularização do miocárdio (RVM) e angioplastia coronariana (AC), representaram importante ônus para o SUS. OBJETIVO: Analisar gastos do SUS com RVM e AC e sua performance nos hospitais do Estado do Rio de Janeiro (ERJ), de 1999 a 2008. MÉTODOS: As informações provieram das AIH pagas dos hospitais com mais de 100 revascularizações. As taxas de letalidade foram ajustadas por modelos Poisson (covariáveis idade, dias de permanência no hospital e gasto em UTI). Foram construídos índices de gasto médio relativo, dividindo-se o valor médio da fração de gasto em cada hospital pelo gasto médio no ERJ, em dólares. Para análise estatística empregou-se o Stata. RESULTADOS: Foram pagas 10.983 RVM e 19.661 AC em 20 hospitais nos 10 anos, com valores médios de US$ 3.088,12 e 2.183,93, respectivamente. A taxa de letalidade nas RVM flutuou de 9,2%-1999 para 7,7%-2008, com valores extremos de 5,0%-9,2% e nas AC de 1,6%-1999 para 1,5%-2008, com valores extremos de 0,9%-2,3%. Os hospitais diminuíram a realização de RVM e duplicaram a de AC. Idade, tempo de internação e gastos em UTI correlacionaram-se significativamente com a letalidade nas RVM e AC pagas no ERJ. Em média, os gastos com os serviços hospitalares representaram 41% do total das RVM e 18% das AC, e os com as órteses e próteses, 55% das AC e 28% nas RVM. CONCLUSÃO: Evidencia-se necessidade de melhorar a qualidade do atendimento das instituições que realizam RVM e AC pagas pelo SUS.

Treinamento Físico Aeróbico como Tratamento não Farmacológico da Síncope Neurocardiogênica

Fundamento: Caracterizada por perda súbita e transitória da consciência e do tônus postural, com recuperação rápida e espontânea, a síncope é causada por uma redução aguda da pressão arterial sistêmica e, por conseguinte, do fluxo sanguíneo cerebral. Os resultados insatisfatórios com o uso de fármacos permitiu que o tratamento não farmacológico da síncope neurocardiogênica fosse contemplado como primeira opção terapêutica. Objetivos: Comparar, em pacientes com síncope neurocardiogênica, o impacto do Treinamento Físico Aeróbico (TFA) de moderada intensidade e de uma intervenção controle, na positividade do Teste de Inclinação Passiva (TIP) e no tempo de tolerância ortostática. Métodos: Foram estudados 21 pacientes com história de síncope neurocardiogênica recorrente e TIP positivo. Esses foram aleatorizados em: Grupo Treinado (GT), n = 11, e Grupo Controle (GC), n = 10. O GT foi submetido a 12 semanas de TFA supervisionado, em cicloergômetro, e o GC, a um procedimento controle que consistia na realização de 15 minutos de alongamentos e 15 minutos de caminhada leve. Resultados: O GT apresentou efeito positivo ao treinamento físico, com aumento significativo do consumo de oxigênio-pico. Já o GC não apresentou nenhuma mudança estatisticamente significante, antes e após a intervenção. Após o período de intervenção, 72,7% da amostra do GT apresentou resultado negativo ao TIP, não apresentando síncope na reavaliação. Conclusão: O programa de treinamento físico aeróbico supervisionado por 12 semanas foi capaz de reduzir o número de TIP positivos, assim como foi capaz de aumentar o tempo de tolerância na posição ortostática durante o teste após o período de intervenção.

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.

Estudos anatômicos e histológicos do ducto intestinal de Embolyntha batesi MacLachlan, 1877 (Embiidina)

É descrito antômica e histològicamente o ducto digestivo do Embiídeo Embolyntha batesi. Consta de: Cavidade bucal com as partes bucais e hipofaringe; faringe com musculatura circular de 5 pares de dilatadores; esôfago com a inglúvia que é pouco acentuada; proventrículo com válvulas funcionando como esfincter controlando a entrada e saída dos alimento. Essas expansões cuticulares entram em contato com a válvula cardíaca; ênteron (intestino mediano) começando no mesotórax e estendendo-se até o quinto segmento abdominal; piloro com 25 tubos de Malpithi em grupos de 2 a 5; íleo (intestino delgado) dilatável com numerosas dobras longitudinais e forte musculatura; colon (intestino grosso) também dilatável, constituindo a parte que liga o íleo ao reto; reto com seis papilas retais e cujas paredes possuem listras longitudinais cuticulares ligadas por tonofibrilas à musculatura circular, talvez podendo ser esvaziada pela contração circular e ânus com forte musculatura formando um esfíncter. As glândulas salivares formam um par de sacos com lóbulos, no protórax. São descritas aqui cinco fases secretoriais e um estado de reabsorção. É provável que êste siga ao últimoestado de secreção.

Estudo dos elementos celulares na medula humana dos adultos I. linhagem plasmocitária

Examinando o conjunto dos resultados obtidos nesta pesquisa e os dados pela literatura, observamos que o aumento numérico de células plasmáticas na medula óssea é um fenômeno relativamente freqüente. Todo hematologista habituado pode facilmente fazer o diagnóstico do estado da célula plasmocitária pela sua morfologia, seu tamanho e sua coloração. Nos quadros mais proeminentes de predominância de células de linhagem plasmocitária, os exames hematológicos e clínicos aliados ao mielograma, auxiliarão no diagnóstico do plasmocitoma. A nosso ver, os sinais (qualitativos), distintivos, de natureza citológica, que aparecem nos mielogramas no caso de plasmocitoma são: a) Pleomorfismo e dismorfismo na célula plasmática; b) "Rouleaux" de hemácias, já visível no hemograma; c) Aumento das dimensões de alguns metamielócitos e bastonetes, acompanhados geralmente de atipias nucleares. Atipias e plurissegmentação nos segmentados; d) No setor plaquetogenético aparecem plaquetas grandes e certo grau de perturbação nos megacarióticos, traduzido ás vezes pela presença de núcleos nus.

Servidor de enlaces: motivação e metodologia

Abordam-se a motivação, oportunidade e metodologia de criação de servidores de enlace que operem na integração das fontes e sistemas de informação no paradigma da Internet. Descreve-se a experiência de enlace entre fontes de informação brasileiras, com destaque para a integração entre a base de Currículos Lattes do CNPq e a base SciELO da Bireme. Embora interessante, a técnica até agora utilizada para criação de enlaces provoca ônus operacionais. A busca de solução para este problema é a motivação para a criação de um método que possa gerar enlaces que passem a residir em um servidor que possa ser referência universal. Detalham-se concepção e implementação de um projeto para estabelecimento de servidor de enlaces para operar a criação e ativação dos enlaces da Bireme e CNPq. Para superar o inconveniente de busca e processamento de enlaces através de diferentes servidores, sugere-se que o Ibict possa vir a operar um servidor de enlace que funcione como servidor de servidores de enlace, com escopo nacional, no contexto da Biblioteca Digital Brasileira. Discute-se, o impacto que enlaces entre fontes e serviços de informação têm na visibilidade, acessibilidade e mensurabilidade das atividades e produção científica e tecnológica de autores brasileiros.

Identificação das estruturas músculo-ligamentares do assoalho pélvico feminino na ressonância magnética

OBJETIVO: Determinar a freqüência de identificação das estruturas músculo-ligamentares do assoalho pélvico por meio de exames de ressonância magnética e avaliar o índice de concordância entre os observadores. MÉTODO: Estudo prospectivo em 20 voluntárias assintomáticas, idade de 20 a 80 anos (média de 50 anos). Realizados exames de ressonância magnética pélvica (1,5 T) nas seqüências turbo spin-eco ponderadas em T1 e T2 nos planos axial e sagital. Os exames foram avaliados por dois observadores independentes, que procuraram identificar os músculos levantador do ânus (músculos coccígeo, pubococcígeo, iliococcígeo e puborretal), obturador interno e compressor da uretra e os ligamentos pubovesical e pubouretral. Os resultados foram comparados com base na freqüência de identificação das estruturas anatômicas e na concordância entre os observadores (índice kappa -- kapa). RESULTADOS: A freqüência de identificação das estruturas variou de 50% a 100%, sendo pouco inferior para os ligamentos. A concordância interobservador na identificação das estruturas foi a seguinte: músculos levantador do ânus e obturador interno (kapa=1), pubococcígeo (kapa=0,62), iliococcígeo (kapa=0,86), puborretal (kapa=0,27), coccígeo (kapa=0) e compressor da uretra (kapa=1), e ligamentos pubovesical (kapa=0,50) e pubouretral (kapa=0,58). CONCLUSÃO: A ressonância magnética de pelve permite identificar as principais estruturas músculo-ligamentares do assoalho pélvico na grande maioria dos indivíduos, com boa concordância interobservador.