Violência sexual e associação com a percepção individual de saúde entre mulheres gestantes

OBJETIVO: Estimar a prevalência de histórico de violência sexual entre mulheres gestantes e sua associação com a percepção de saúde. MÉTODOS: Estudo transversal, com 179 mulheres maiores de 14 anos e grávidas de 14 a 28 semanas, entrevistadas em serviços públicos de saúde em São Paulo, SP, entre os anos de 2006 e 2007. Os instrumentos utilizados foram: inventário de violência sexual, inventário de dados sociodemográficos e questionário de qualidade de vida relacionada à saúde: "Medical Outcomes 12-Item Short-Form Health Survey" (SF-12®). Mulheres com e sem história de violência sexual foram comparadas quanto à idade, escolaridade, ocupação, estado civil, cor da pele e autopercepção de saúde física e mental. A violência sexual foi caracterizada em penetrativa ou não penetrativa. RESULTADOS: Houve prevalência de 39,1% de violência sexual entre as entrevistadas, sendo 20% do tipo penetrativo, cometida sobretudo por agressores conhecidos. Em 57% das mulheres a primeira agressão ocorreu antes dos 14 anos. Não houve diferenças sociodemográficas entre mulheres que sofreram e as que não sofreram violência sexual. Escores médios de percepção de saúde física entre as entrevistadas com antecedente de violência sexual foram menores (42,2; DP=8,3) do que das mulheres sem este antecedente (51,0; DP=7,5) (p<0,001). A percepção de saúde mental teve escore médio de 37,4 (DP=11,2) e 48,1 (DP=10,2) (p<0,001), respectivamente para os dois grupos. CONCLUSÕES: Houve alta prevalência de violência sexual entre as grávidas dos serviços de saúde avaliados. Mulheres com antecedente de violência sexual apresentaram pior percepção de saúde do que as sem esse antecedente.

Soroprevalência de anticorpos contra vírus herpes simples 1-2 no Brasil

OBJETIVO: Estimar a soroprevalência de anticorpos por vírus herpes simples (HSV-1 e HSV-2) e analisar fatores associados no Brasil. MÉTODOS: Estudo transversal realizado entre 1996 e 1997 em 1.090 indivíduos com idade entre um e 40 anos da população geral, em quatro diferentes regiões geográficas no Brasil. Foram analisadas amostras sangüíneas para detecção de anticorpos para HSV-1 e HSV-2 com teste tipo-específico Elisa. Foram descritas freqüências e proporções, comparadas entre grupos utilizando o teste de Fisher bilateral exato. Foi realizada análise de regressão logística para avaliar influência das variáveis sociodemográficas e histórico de DST, sobre a soroprevalência de HSV-1 e/ou HSV-2. RESULTADOS: As soroprevalências de anticorpos para HSV-1 e HSV-2, ajustadas por idade, foram 67,2% e 11,3% respectivamente, sem diferença quanto ao sexo e maiores na Região Norte. As soroprevalências aumentaram com a idade, e para HSV-2 o maior aumento ocorreu na adolescência e entre adultos jovens. Indivíduos soropositivos para HSV-1 apresentaram maior risco de serem positivos para HSV-2 (15,7%) quando comparados com os negativos para HSV-1 (4,7%). Na análise multivariada, o histórico de DST aumentou significativamente (OR=3,2) a probabilidade de soropositividade para HSV-2. CONCLUSÕES: As soroprevalências para HSV-1 e para HSV-2 variam com a idade e entre as regiões do Brasil. História pregressa de DST é importante fator de risco para aquisição de infecção por HSV-2.

Seroprevalencia de rubeola en Colombia: un análisis por cohorte de nacimiento

OBJETIVO : Estimar la seroprevalencia de rubéola y factores asociados. METODOS : Estudio de seroprevalencia poblacional con una muestra aleatoria de 2.124 individuos de seis a 64 años, representativa por edad, sexo y área en Medellín, Colombia, 2009. Se analizó la asociación de variables biológicas y socioeconómicas con la seroprotección para rubéola, según la cohorte del año de nacimiento antes (1954 a 1990) y después (1991 a 2003) del inicio de la vacunación universal. Se determinaron los títulos de IgG con pruebas de alta sensibilidad (AxSYM ® Rubella IgG – Laboratorio Abbott) y especificidad (VIDAS RUB IgG II ® – Laboratorio BioMerieux). Se estimaron proporciones y promedios ponderados derivados de un muestreo complejo incluyendo un factor de corrección por las diferencias en la participación por sexo. Se analizó la asociación de la protección por grupos de variables biológicas y sociales con un modelo de regresión logística, según la cohorte de nacimiento. RESULTADOS : Los títulos promedio de IgG fueron más altos en los nacidos antes del inicio de la vacunación (media 110 UI/ml; IC95% 100,5;120,2) que en los nacidos después (media 64 UI/ml; IC95% 54,4;72,8), p = 0,000. La proporción de protección fue creciente de 88,9% en los nacidos en 1990-1994, de 89,2% en 1995-1999 y de 92,1% en 2000 a 2003, posiblemente relacionado con la administración del refuerzo desde 1998. En los nacidos antes del inicio de la vacunación, la seroprotección estuvo asociada con el antecedente de contacto con casos (RD 2,6; IC95% 1,1;5,9), el estado de salud (RD 2,5; IC95% 1,05;6,0), el nivel de escolaridad (RD 0,2; IC95% 0,08;0,8) y los años de residencia del hogar en el barrio (RD 0,96; IC95% 0,98;1,0), luego de ajustar por todas las variables. En los nacidos después se asoció con el tiempo de sueño efectivo (RD 1,4; IC95%1,09;1,8) y el estado de salud (RD 5,5; IC95%1,2;23,8). CONCLUSIONES : La vacunación masiva generó un cambio en el perfil de seroprevalencia, siendo mayores los títulos en quienes nacieron antes del inicio de la vacunación. Se recomienda monitorear el sostenimiento del nivel de protección a largo plazo y concertar acciones para el mejoramiento de las condiciones socioeconómicas potencialmente asociadas.

Soroprevalência para hepatite A e hepatite B em quatro centros no Brasil

Avaliou-se a prevalência de anticorpos para as hepatites A e B em 3.653 indivíduos, em quatro regiões brasileiras. As prevalências de anti-VHA e de anti-HBc foram 64,7% e 7,9%, respectivamente. Prevalências mais elevadas de anti-VHA (92,8%) e de anti-HBc (21,4%) foram observadas na região Norte. Em outras regiões, prevalências de anti-VHA acima de 90% foram alcançadas apenas em idades mais avançadas, indicando uma endemicidade intermediária e prevalência significativamente mais elevada foi observada no grupo de baixo nível sócio-econômico, entre 1 e 30 anos. Para o anti-HBc observou-se um aumento na prevalência entre adolescentes e uma prevalência significativamente mais elevada no grupo de baixo nível sócio-econômico, entre 1 e 20 anos. Prevalência de 3,1% foi encontrada em crianças de 1 ano, sugerindo a transmissão vertical. Os principais resultados deste estudo, indicam que pré-adolescente/adolescentes de algumas cidades brasileiras estão em risco para as hepatites A e B, mas por diferentes motivos.

Plantas vasculares da região do Parque Estadual Cristalino, norte de Mato Grosso, Brasil

Os resultados do primeiro inventário botânico detalhado da região do Parque Estadual Cristalino, Mato Grosso, Brasil, são apresentados, incluindo uma lista de espécies. Um total de 1366 espécies de plantas vasculares distribuídas em 626 gêneros e 151 famílias foram registradas. As famílias com maior número de espécies foram Leguminosae, Rubiaceae, Melastomataceae, Malvaceae sensu lato e Moraceae. A flora inclui pelo menos sete novas espécies e diversos endemismos da região da Serra do Cachimbo, assim como muitos registros novos para o estado e alguns novos para o Brasil. Mais estudos provavelmente irão incrementar o número de espécies de forma significativa. Apesar da região apresentar uma diversidade alfa relativamente baixa em comparação a outras regiões já estudadas na Amazônia, a sua grande heterogeneidade de fitofisionomias é refletida numa elevada diversidade beta. Levando em conta esta riqueza biológica, situação importante mas ainda pouco estudada da margem ecotonal da Amazônia meridional, e sua posição estratégica com relação ao avanço sul-norte do deflorestamento, a região do Cristalino ocupa alta prioridade em termos de conservação.

Associations, causation and model in psychiatry

This paper discusses models, associations and causation in psychiatry. The different types of association (linear, positive, negative, exponential, partial, U shaped relationship, hidden and spurious) between variables involved in mental disorders are presented as well as the use of multiple regression analysis to disentangle interrelatedness amongst multiple variables. A useful model should have internal consistency, external validity and predictive power; be dynamic in order to accommodate new sound knowledge; and should fit facts rather than they other way around. It is argued that whilst models are theoretical constructs they also convey a style of reasoning and can change clinical practice. Cause and effect are complex phenomena in that the same cause can yield different effects. Conversely, the same effect can have a different range of causes. In mental disorders and human behaviour there is always a chain of events initiated by the indirect and remote cause; followed by intermediate causes; and finally the direct and more immediate cause. Causes of mental disorders are grouped as those: (i) which are necessary and sufficient; (ii) which are necessary but not sufficient; and (iii) which are neither necessary nor sufficient, but when present increase the risk for mental disorders.

Gestação em portadora de arterite de Takayasu

No presente relato, que descreve a gestação de paciente portadora de arterite de Takayasu, serão avaliadas a interação dessa afecção com a gravidez e as intercorrências materno-fetais, do parto e do recém-nascido.

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.

Ecological control of Triatoma dimidiata (Latreille, 1811): five years after a Costa Rican pilot project

An ecological pilot project for the control of Triatoma dimidiata allowed a new evaluation four and five years after environmental modifications in the peridomestic areas of 20 households. It was verified that the two groups of houses, 10 case-houses and 10 control-houses, were free of insects after those periods of time. In the first group, the owners started a chicken coop in the backyard and a colony of bugs was found there without infesting the house. In the second group, the inhabitants of one house once again facilitated the conditions for the bugs to thrive in the same store room, reaffirming that man-made ecotopes facilitates colonization. This ecological control method was revealed to be reliable and sustainable and it is recommended to be applied to those situations where the vectors of Chagas disease can colonize houses and are frequent in wild ecotopes.

Predictors of red blood cell transfusion after cardiac surgery: a prospective cohort study

Abstract OBJECTIVE To identify predictors of red blood cell transfusion (RBCT) after cardiac surgery. METHOD A prospective cohort study performed with 323 adults after cardiac surgery, from April to December of 2013. A data collection instrument was constructed by the researchers containing factors associated with excessive bleeding after cardiac surgery, as found in the literature, for investigation in the immediate postoperative period. The relationship between risk factors and the outcome was assessed by univariate analysis and logistic regression. RESULTS The factors associated with RBCT in the immediate postoperative period included lower height and weight, decreased platelet count, lower hemoglobin level, higher prevalence of platelet count <150x10 3/mm3, lower volume of protamine, longer duration of anesthesia, higher prevalence of intraoperative RBCT, lower body temperature, higher heart rate and higher positive end-expiratory pressure. The independent predictor was weight <66.5Kg. CONCLUSION Factors associated with RBCT in the immediate postoperative period of cardiac surgery were found. The independent predictor was weight.

Peptídeos cíclicos de biomassa vegetal: características, diversidade, biossíntese e atividades biológicas

Natural peptides are outstanding as the most promising macromolecules in the search for new drugs, especially those of cyclic nature. The higher plants revealed a very peculiar composition of their cyclic peptides, which distinguish themselves by a "head-to-tail" cyclization. It is possible to define two groups of cyclic peptides from plant biomass. Those called in this review as Eucyclopeptides formed by 2-12 amino acid, and Cyclotides considered as circular polypeptides, composed of 29-37 amino acid that retain three disulfides bridges in an arrangement known as cyclic cystine knot. Searching for plant peptides should form into a subject for scientific research in the forefront of great importance for bioprospecting natural products macromolecular.

Alterações dos parâmetros clínicos e laboratoriais em pacientes obesos com diabetes melito tipo 2 submetidos à derivação gastrojejunal em y de Roux sem anel

OBJETIVOS: Verificar as alterações do peso e índice de massa corporal em pacientes obesos grau II e III com diabete melito tipo 2 nos períodos pré e pós-operatório e as alterações dos parâmetros laboratoriais de glicemia de jejum, glicemia pós-prandial, hemoglobina glicada, insulina nos períodos pré e pós-operatório. MÉTODOS: Realizou-se estudo prospectivo selecionando 40 pacientes com obesidade grau II e III, submetidos à derivação gastrojejunal em Y-de-Roux sem anel. Analisou-se no pré e pós-operatório de 60 dias o peso, índice de massa corporal, glicemia de jejum, glicemia pós-prandial, hemoglobina glicada e insulina. RESULTADOS: O peso médio pré-operatório foi de 107,3Kg diminuindo para 89,5Kg no pós-operatório. O índice de massa corporal médio inicial foi de 39,5Kg/m2 e 32,9Kg/m2 com 60 dias de pós-operatório. A glicemia de jejum no pré-operatório foi de 132 mg/dl e no pós-operatório diminuiu 40,4 mg/dl em média. A glicemia pós-prandial foi de 172 mg/dl no pré-operatório e 111,6 mg/dl no controle pós-operatório. A hemoglobina glicada inicial foi de 7% declinando para 5,7% no pós-operatório. A insulina pré-operatória foi 29,6 uIU/ml e a pós-operatória 13,9 uIU/ml. Todas as variáveis apresentaram significância estatística com p<0,001. CONCLUSÃO: Houve significante diminuição de peso e no índice de massa corporal entre os períodos pré e pós-operatórios e diminuição também significante dos parâmetros laboratoriais de glicemia de jejum, glicemia pós-prandial, hemoglobina glicada, insulina entre os mesmos períodos.

Influência das intercorrências maternas e fetais nos diferentes graus de corioamnionite

OBJETIVO: Avaliar a influência das complicações maternas, da prematuridade, dos parâmetros antropométricos do feto e de condições do recém-nascido nos diferentes graus de corioamnionite. MÉTODOS: Foram analisadas 90 placentas provenientes de partos realizados no Hospital de Clinicas da Universidade Federal do Triângulo Mineiro com diagnóstico de inflamação no exame anatomopatológico. A revisão dos prontuários foi realizada para adquirir informações materno-fetais relevantes. A infecção foi classificada em: grau I - deciduíte; grau II - corioamnionite; grau III - corioamnionite e vasculite; grau IV - sepse neonatal; e grau V - morte fetal e pneumonite. RESULTADOS: Dentre as gestantes analisadas, 50,0% não apresentaram intercorrências, 15,0% apresentaram amniorrexe prematura, 15,0% infecção do trato urinário, 7,5% síndromes hipertensivas, 7,5% infecção transvaginal, 5,0% infecção hematogênica e 11,1% outras complicações. Mais da metade dos neonatos eram do sexo masculino e 72,2% a termo. Analisando o grau de corioamnionite, 56,7% apresentaram o grau I, 22,2 % grau II, 4,4% grau III, 10,0% grau IV e 6,7% grau V. Na análise estatística foi utilizado o Teste Χ2 para a análise de variáveis qualitativas e o Teste de Spearman para a análise das correlações. Os graus mais elevados de corioamnionite foram observados nos casos que apresentaram intercorrências maternas. Foram observadas correlações negativas entre todos os parâmetros fetais e o grau de corioamnionite, sendo significativa em relação ao peso, ao comprimento, à circunferência torácica e ao Apgar no primeiro e quinto minuto. CONCLUSÕES: Os diferentes padrões de corioamnionite estão relacionados a diferentes manifestações clínicas materno-fetais, influenciando nas condições de vida do recém-nascido e na gravidade de lesões morfológicas encontradas em natimortos.

Estrutura de uma comunidade arbustiva da restinga de Barra de Maricá - RJ

Uma comunidade arbustiva fechada, localizada no cordão arenoso interno da restinga de Barra de Maricá (22°53'S e 42°50'W) foi descrita utilizando-se o método de intercepção por linha. Foram amostrados, em 350 m de linha, 398 indivíduos lenhosos com altura superior a 50 cm, distribuídos em 42 espécies. As famílias mais importantes floristicamente foram Myrtaceae (nove espécies) e Leguminosae (cinco espécies). Quanto à estrutura da vegetação, Myrtaceae apresentou o maior número de indivíduos e o maior valor de importância. As espécies que obtiveram os maiores valores de importância foram: Clusia lanceolata Cambess. (Guttiferae), Maytenus obtusifolia Mart. (Celastraceae), Myrrhinium atropurpureum Schott (Myrtaceae) e o gênero Guapira (Nyctaginaceae), representado por três espécies. O percentual de espécies raras (38%) é superior e a diversidade específica (H' = 2,84 nats/ind.) semelhante aos valores observados em outras comunidades de restinga da região Sudeste. A comunidade analisada foi identificada como arbustiva fechada de Myrtaceae.

Differences between remaining ability and loss of capacity in maximum aerobic impairment

In the evaluation of exercise intolerance of patients with respiratory diseases the American Medical Association (AMA) and the American Thoracic Society (ATS) have proposed similar classifications for rating aerobic impairment using maximum oxygen uptake (VO2max) normalized for total body weight (ml min-1 kg-1). However, subjects with the same VO2max weight-corrected values may have considerably different losses of aerobic performance (VO2max expressed as % predicted). We have proposed a new, specific method for rating loss of aerobic capacity (VO2max, % predicted) and we have compared the two classifications in a prospective study involving 75 silicotic claimants. Logistic regression analysis showed that the disagreement between rating systems (higher dysfunction by the AMA/ATS classification) was associated with age >50 years (P<0.005) and overweight (P = 0.04). Interestingly, clinical (dyspnea score) and spirometric (FEV1) normality were only associated with the VO2max, % predicted, normal values (P<0.01); therefore, in older and obese subjects the AMA/ATS classification tended to overestimate the aerobic dysfunction. We conclude that in the evaluation of aerobic impairment in patients with respiratory diseases, the loss of aerobic capacity (VO2max, % predicted) should be used instead of the traditional method (remaining aerobic ability, VO2max, in ml min-1 kg-1).