Avaliação da artéria etmoidal anterior pela tomografia computadorizada no plano coronal

O conhecimento da localização da artéria etmoidal anterior (AEA) constitui etapa importante na cirurgia do recesso do seio frontal e do etmóide anterior. A tomografia computadorizada (TC), em especial no plano coronal pode fornecer reparos anatômicos que identificam o trajeto da AEA. OBJETIVO: Identificar os reparos anatômicos que caracterizam o trajeto da AEA na parede medial da órbita e na parede lateral da fossa olfatória. Verificar a correlação entre a presença de pneumatização supra-orbitária e a visualização do etmoidal anterior (canal da AEA). CASUÍSTICA E MÉTODOS: Estudo retrospectivo de 198 tomografias computadorizadas dos seios paranasais no plano coronal do período de agosto a dezembro de 2006. RESULTADOS: Pneumatização supra-orbitária foi identificada em 35% (70 exames). O canal da AEA foi caracterizado em 41% (81 exames). O sulco etmoidal anterior foi visualizado em 98% (194 dos exames) e o forame etmoidal anterior foi identificado em todos os exames (100%). CONCLUSÃO: O forame etmoidal anterior e o sulco etmoidal anterior foram referências anatômicas presentes em quase 100% dos exames avaliados. Houve correlação entre a presença de pneumatização supra-orbitária e a caracterização do canal da AEA.

Diagnóstico da tuberculose: atenção básica ou pronto atendimento?

OBJETIVO : Avaliar a qualidade dos serviços de saúde de atenção básica e pronto atendimento quanto ao diagnóstico da tuberculose pulmonar. MÉTODOS : Estudo transversal, com 90 profissionais de saúde da atenção básica e 68 de pronto atendimento de Ribeirão Preto, em 2009. Foi utilizado questionário estruturado com base em um instrumento de avaliação da atenção à tuberculose. Utilizaram-se os testes Qui-quadrado e exato de Fisher (ambos com nível de significância estatística de 5%) e a análise de correspondência múltipla para estimar associação entre serviço de saúde e as variáveis de estrutura e processo para o diagnóstico da tuberculose. RESULTADOS : Atenção básica esteve associada à adequada provisão de insumos e recursos humanos, bem como com a solicitação de baciloscopia de escarro. O pronto atendimento associou-se à disponibilidade de equipamento de raio-X, sobrecarga de trabalho e rotatividade de recursos humanos, deficiências na quantidade de profissionais de saúde, disponibilidade de recipiente para coleta de escarro e solicitação baciloscópica de escarro. As ações de diagnóstico permaneceram centradas no médico em ambos os serviços. CONCLUSÕES : Os serviços de pronto atendimento apresentaram fragilidades em sua estrutura para identificar os casos de tuberculose. Lacunas no processo foram identificadas em ambos os serviços de atenção básica e pronto atendimento. É necessária a qualificação dos serviços de saúde que constituem as principais portas de entrada ao sistema de saúde para atender as reformas setoriais que priorizam o diagnóstico oportuno e o controle da tuberculose.

Validity and reliability of a health care service evaluation instrument for tuberculosis

OBJECTIVE To evaluate the validity and reliability of an instrument that evaluates the structure of primary health care units for the treatment of tuberculosis.METHODS This cross-sectional study used simple random sampling and evaluated 1,037 health care professionals from five Brazilian municipalities (Natal, state of Rio Grande do Norte; Cabedelo, state of Paraíba; Foz do Iguaçu, state of Parana; Sao José do Rio Preto, state of Sao Paulo, and Uberaba, state of Minas Gerais) in 2011. Structural indicators were identified and validated, considering different methods of organization of the health care system in the municipalities of different population sizes. Each structure represented the organization of health care services and contained the resources available for the execution of health care services: physical resources (equipment, consumables, and facilities); human resources (number and qualification); and resources for maintenance of the existing infrastructure and technology (deemed as the organization of health care services). The statistical analyses used in the validation process included reliability analysis, exploratory factor analysis, and confirmatory factor analysis.RESULTS The validation process indicated the retention of five factors, with 85.9% of the total variance explained, internal consistency between 0.6460 and 0.7802, and quality of fit of the confirmatory factor analysis of 0.995 using the goodness-of-fit index. The retained factors comprised five structural indicators: professionals involved in the care of tuberculosis patients, training, access to recording instruments, availability of supplies, and coordination of health care services with other levels of care. Availability of supplies had the best performance and the lowest coefficient of variation among the services evaluated. The indicators of assessment of human resources and coordination with other levels of care had satisfactory performance, but the latter showed the highest coefficient of variation. The performance of the indicators “training” and “access to recording instruments” was inferior to that of other indicators.CONCLUSIONS The instrument showed feasibility of application and potential to assess the structure of primary health care units for the treatment of tuberculosis.

Epidemic dengue 4 in the Yucatán, México, 1984

An outbreak of dengue 4 occurred in the Yucatán, México in 1984. During the course of the outbreak, 538 of 5486 reported cases of dengue-like illness were studied; 200 were confirmed as dengue serologically and/or virologically. Dengue 4 virus was isolated from 34 patients and dengue 1 from one. Severe haemorrhagic symptoms were observed in 9 laboratory confirmed patients, including four deaths. Thus, the outbreak in Yucatán is the second dengue epidemic in the Americas after the Cuban epidemic in 1981 in which a number of patients suffered from haemorrhagic complications. It was notable that 5 of 9 hospitalized, severe cases were young adults and that only one met the WHO criteria of DHF, in contrast to primary pediatric nature of DHF in Southeast Asia. In this paper we describe clinical, serologic, and virologic studies conducted during the outbreak.

Descrição de Syndyas amazonica SP. N., Primeiro registro do gênero na região Neotropical (Diptera, Empididae, Hybotinae)

Uma espécie amazônica de Syndyas é descrita e ilustrada: Syndyas amazonica sp.n.. Este é o primeiro registro do gênero na Região Neotropical.

Levantamento de Formigas (Hymenoptera: Formicidae) em residências de Manaus, estado do Amazonas, Brasil

Apresenta-se os resultados do levantamento de formigas que infestam residências na cidade de Manaus, Amazonas. Comparou-se duas estações do ano (seca e chuvosa), dois períodos de atividade (diurno e noturno) e quatro diferentes cômodos da casa (sala, quarto, cozinha e banheiro). Todas residências estavam infestadas por pelo menos uma espécie de formiga; 21 espécies foram coletadas, sete delas consideradas características de habitats humanos e dessas, três são exóticas. Observou-se maior diversidade durante a época chuvosa e no período noturno. A cozinha foi o cômodo com maior ocorrência e a diversidade foi semelhante entre os cômodos; nenhuma espécie dominante foi observada; Tapinoma melanocephalum foi a espécie mais comum e quase sempre encontrada com outras espécies.

Descrição de duas espécies novas de Cerathybos Bezzi (Diptera, Empididae, Hybotinae)

Duas espécies novas de Cerathybos Bezzi (Diptera, Empididae, Hybotinae) são descritas: Cerathybos bezzii, do Equador, Colômbia e Bolívia, e Cerathybos nigripes, do Peru, incluindo os primeiros machos conhecidos deste gênero; um novo registro de C. schnusei é feito para a Colômbia e aspectos da terminália masculina são discutidos.

Revisão do gênero Euhybus Coquillett (Diptera, Empididae, Hybotinae) da região Neotropical. Grupo dimidiatus

As espécies de Euhybus Coquillett do grupo dimidiatus são revisadas, cinco espécies novas da região amazônica são descritas, E. amazonicus (Santiago, Sierra de Cutucu, Ecuador), Ε. dubius (Parque Nacional do Jaú, Amazonas, Brasil), E. ikedai (Novo Aripuanã, Amazonas, Brasil), E. setulosus (Mocoa, Puntamayo, Colômbia) e E. symmetricus (Parque Nacional do Jaú, Amazonas, Brasil), novos registros geográficos são feitos, novas sinonímias estabelecidas e uma chave para os grupos de espécies de Euhybus é apresentada.

Hybotinae (Diptera, Hybotidae) do Parque Nacional do Jaú, Amazonas, Brasil, com descrição de cinco espécies novas de Syneches Walker

A composição de Hybotinae do Parque Nacional do Jaú foi estudada. Dezesseis espécies de Hybotinae são registradas e cinco espécies novas de Syneches Walker são descritas e ilustradas: Syneches hispidus sp. nov., S. jauensis sp. nov., S. longiflagellatus sp. nov., S. rafaeli sp. nov. e S. vidali sp. nov.

Descrição de uma espécie nova de Cephalosphaera Enderlein, 1936 da Amazônia (Diptera, Pipunculidae)

Cephalosphaera aurata sp. nov. é descrita, um "checklist" e uma chave de identificação para as espécies neotropicais são apresentados e novos dados de distribuição geográfica para C. miriamae Rafael, 1992 são fornecidos.

Two new species of Elaphropeza Macquart, 1827 (Diptera, Hybotidae, Tachydromiinae) from Bolivia, Brazil and Peru

Two new species of Elaphropeza Macquart, 1827 are described and illustrated: Elaphropeza atrata sp. nov. (Brazil and Peru) and Elaphropeza longiseta sp. nov. (Bolivia and Brazil). An updated key to Elaphropeza species from Amazon Basin is provided. The number of species of Elaphropeza in the Amazon Basin region is increased to seven with an increase to 36 for the Neotropical Region.

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.

Descrição de Oropezella pseudotetraocellata sp. nov. (Diptera, Empididae, Ocydromiinae)

A new species from southeastern and southern of Brazil is described and illustrated, Oropezella pseudotetraocellata.

Revisão das espécies sul-americanas de Euhybus (Diptera, Hybotidae, Hybotinae) do grupo purpureus

The South American species of Euhybus Coquillett, 1895 (Diptera, Hybotidae, Hybotinae) of the purpureus species-group are reviewed. A diagnosis for this group of species is presented and six new species are described: E. fuscipennis, E. grandis, E. novoaripuanensis, E. niger, E. reduncus and E. tomentosus. New records are made and the relationships of the purpureus species-group with other species-groups of Euhybus are discussed.

Description of Simulium damascenoi (Diptera: Simuliidae) male and the black-fly species from the State of Amapá, Brazil

Five species are included in the Simulium siolii group, which is placed in the subgenus Psaroniocompsa (Diptera: Simuliidae). Of these five species, only two (Simulium siolii Py-Daniel and Simulium tergospinosum Hamada) have been described in all their life stages, except eggs. Knowledge of the taxonomic characters of all life stages of a species is important in order to clarify interspecific and higher-level taxonomic relationships. The objectives of the present study are to describe the male of Simulium damascenoi Py-Daniel, to provide a list of black-fly species their bionomics and distributions in the state of Amapá, Brazil, and to provide an identification key for larvae and pupae for these species.