859 resultados para Julian date of birth


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A permit to leave Canada requested by Simon E. Hansler September 14, 1918. The request states that he is permitted to leave Canada on or before December 1, 1918. The document includes his date of birth, eye colour, hair colour, height, occupation and a photograph. Also included on the form, four names to refer for identification. The document states that he is planning to visit relatives in the United States for "a few days".

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Objetivo: Determinar los factores de riesgo de anteparto, intraparto y fetales asociados a asfixia perinatal en los recién nacidos del servicio de neonatología del Hospital Universitario Mayor Méderi de Bogotá, 2010-2011. Materiales y métodos: Estudio de casos y controles pareado por fecha de nacimiento, con una relación 1:5(51:306). Las asociaciones se evaluaron con la prueba de ji-cuadrado de Mantel y Haenszel o Test de Fisher para datos pareados, con OR e intervalo de confianza del 95%, el análisis multivariado con un modelo de regresión logística condicional. Resultados: Los factores de riesgo con asociación significativa fueron: - Ante parto: Antecedentes patológicos maternos (OR=6.00,IC95%:1.55-23.19,p=0.013), primigestación (OR=1.91,IC95%:1.02-3.56,p=0,090), -Intraparto: Abruptio de placenta (OR=25,00,IC95%:2.92-213.99,p=0.001), hemorragia del tercer trimestre (OR=12.50,IC95%:2.43-64.43,p=0.001), Oligohidramnios(OR=6.25,IC95%:1.68-23.28,p=0.001), taquicardia fetal (OR=7.66,IC95%:1.67-35.04,p=0.011), monitoreo fetal intraparto anormal (OR=10.33,IC95%:4.38-24.34,p=0.001), expulsivo prolongado(OR=13.00,IC95%:4.63-36.46,p=0.001), fiebre materna(p<0.001), corioamnionitis(p<0.001), convulsiones maternas(p<0.001), bradicardia fetal (p=<0.001), -Fetales: Género masculino(OR=1.87,IC95%:1.02-3.44,p=0.026), edad gestacional por BALLARD igual ó <36semanas(OR=4.78(IC95%:2.21-10.35,p=0.001), vía del nacimiento instrumentado(OR=18,80,IC95%:3.69-39.55,p=0.001), líquido amniótico hemorrágico o teñido de meconio(OR= 9.00,IC95%:3.01-26.85,p=0.001), circular de cordón(OR=9.00,IC95%:3.59-22.52,p=0.001), peso al nacer igual ó <2500 gramos (OR=8.88,IC95%:3.73-21.15,p=0.001). Los subrayados y el síndrome hipertensivo asociado al embarazo se encontraron significativos en análisis multivariado. Conclusiones: Los factores de riesgo para asfixia perinatal fueron: antecedentes patológicos maternos, primigestación, abruptio de placenta, hemorragia del tercer trimestre, oligohidramnios, monitoreo fetal intraparto anormal, taquicardia y bradicardia fetal, expulsivo prolongado, corioamnionitis, fiebre materna, convulsiones maternas, género masculino, edad gestacional por BALLARD igual ó <36 semanas, vía del nacimiento instrumentado, líquido amniótico hemorrágico o teñido de meconio, circular de cordón, peso al nacer igual ó <2500 gramos.

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Estimaram-se os componentes de variância do período de gestação (PG) considerando-se o efeito direto do bezerro e os efeitos direto da vaca e aleatório do touro (pai do bezerro). Além dos efeitos aleatórios, os modelos estatísticos incluíram os efeitos fixos de grupo de contemporâneos, composto pela data juliana de inseminação, ano de nascimento e sexo do bezerro, e a idade da vaca ao parto (covariável linear e quadrática). As médias de PG para os animais da raça Nelore foram 294,55 dias (machos) e 293,34 dias (fêmeas) e para os animais cruzados, 292,49 dias (machos) e 292,55 dias (fêmeas). Os componentes de variância observados no Nelore, utilizando-se o modelo 1, que considerou o PG como característica do bezerro, foram 14,47; 72,78 e 57,31 para os componentes aditivo direto (sigma2a), fenotípico total (sigma2p) e residual (sigma2e), respectivamente, e a herdabilidade foi 0,21. Para os animais cruzados, pelo mesmo modelo, os componentes de variância foram 90,40 (sigma2a), 127,35 (sigma2p ) e 36,95 (sigma2e), e a herdabilidade, 0,71. Os componentes de variância do PG do Nelore sob o modelo 2, que considerou o PG como característica da vaca, foram 12,78; 5,01; 74,84 e 57,05, para sigma2a; sigma2pb (variância do pai do bezerro); sigma2p e sigma2e, respectivamente. A fração fenotípica atribuída ao touro (c²) foi 0,07 e a repetibilidade, 0,17. Para os cruzados, estimaram-se 22,11; 22,97; 127,70 e 82,61 para sigma2a; sigma2pb; sigma2p e sigma2e, respectivamente, enquanto o c² foi 0,18 e o coeficiente de repetibilidade, 0,17. Sugere-se, para fins de seleção, que o coeficiente de herdabilidade utilizado seja o obtido na análise em que PG foi considerado como característica do bezerro.

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Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP)

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Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)

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As informações de mortalidade são úteis para avaliar a situação de saúde de uma população. Dados de mortalidade confiáveis produzidos por um sistema de informação de saúde nacional constituem uma ferramenta importante para o planejamento de saúde. Em muitos países, sobretudo em desenvolvimento, o sistema de informação de mortalidade continua precário. Apesar dos esforços feitos em Moçambique para melhoria das estatísticas de mortalidade, os desafios ainda prevalecem em termos de tecnologias de informação, capacidade técnica de recursos humanos e em termos de produção estatística. O SIS-ROH é um sistema eletrônico de registro de óbitos hospitalares de nível nacional, implementado em 2008 e tem uma cobertura de apenas 4% de todos os óbitos anuais do país. Apesar de ser um sistema de nível nacional, ele presentemente funciona em algumas Unidades Sanitárias (US), incluindo o Hospital Central da Beira (HCB). Dada a importância deste sistema para monitorar o padrão de mortalidade do HCB e, no geral, da cidade da Beira, este estudo avalia a qualidade do SIS-ROH do HCB. É um estudo descritivo sobre a completitude, cobertura, concordância e consistência dos dados do SIS-ROH. Foram analisados 3.009 óbitos de menores de 5 anos ocorridos entre 2010 e 2013 e regsitrados no SIS-ROH e uma amostra de 822 Certificados de Óbitos (COs) fetais e de menores de 5 anos do HCB. O SIS-ROH apresentou uma cobertura inferior a 50% calculados com os dados de mortalidade estimados pelo Inquérito Nacional de Causas de Morte (INCAM). Verificamos a utilização de dois modelos diferentes de CO (modelo antigo e atual) para o registro de óbitos referentes ao ano de 2013. Observou-se completitude excelente para a maioria das variáveis do SISROH. Das 25 variáveis analisadas dos COs observou-se a seguinte situação: 9 apresentaram completitude muito ruim, sendo elas relativas à identificação do falecido (tipo de óbito e idade), relativas ao bloco V em que dados da mãe devem ser obrigatoriamente preenchidos em caso de óbitos fetais e de menores de 1 ano (escolaridade, ocupação habitual, número de filhos tidos vivos e mortos, duração da gestação) e relativas às condições e às causas de óbito (autópsia e causa intermédiacódigo); 3 variáveis apresentaram completitude ruim relativas à identificação do falecido (NID) e relativas às condições e causas de morte (causa intermédia - descrição e causa básica - código); 9 apresentaram completitude regular relativas à identificação do falecido (data de nascimento e idade), relativas ao bloco V (idade da mãe, tipo de gravidez, tipo de parto, peso do feto/bebé ao nascer, morte do feto/bebé em relação ao parto) e relativas às condições e causa de óbito (causa direta- código, causa básica descrição); 2 apresentaram completitude bom relativas à identificação do falecido (sexo e raça/cor) e, por último, 2 apresentaram completitude excelente relativas ao local de ocorrência de óbito (data de internamento e data de óbito ou desaparecimento do cadáver). Algumas variáveis do SIS-ROH e dos COS apresentaram inconsistências. Observou-se falta de concordância para causa direta entre o SIS-ROH e os COs. Conclusão: Moçambique tem feito esforços para aprimorar as estatísticas de mortalidade, porém há lacunas na qualidade; a análise rotineria dos dados pode identificar essas lacunas e subsidiar seu aprimoramento.

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O Solstício de Inverno demonstra, a importância do sol como elemento proporcionador da vida, em inúmeras culturas européias e orientais. Os gregos, de modo um tanto distinto de outros povos, constituíram sua mítica, cultuando dois deuses solares, que se alternaram nas crenças e nos cultos deste povo: Hélios e Apolo. Os latinos, que absorvem parte da mítica grega, cultuando estas divindades, trazem progressivamente, outro deus sol para ser adorado: a divindade persa Mitra. O cristianismo que migra de sua origem local e cultural, para as cidades latinas, principalmente Roma, no primeiro século, provoca e enfrenta um combate constante com as crenças pagãs, principalmente as crenças solares, conseguindo progressivamente, uma supremacia, até o ponto em que as religiões não cristãs, são suprimidas, processo iniciado com o imperador Constantino e finalizado com Teodósio. Entretanto, o imaginário das culturas derrotadas pelo cristianismo, não consegue ser eliminado completamente; os deuses pagãos se instalam, em diversos elementos da nova religião, como na comemoração do nascimento de Jesus Cristo, defendido pela igreja, como acontecido em 25 de dezembro. O período na verdade, era milenarmente anterior ao surgimento do cristianismo, como data do nascimento do deus Mitra, e próximo do Solstício de Inverno, onde eram cultuados os deuses Apolo e Hélios, transformados na cultura latina no culto ao Sol Invicto.

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Background Many previous studies have found seasonal patterns in birth outcomes, but with little agreement about which season poses the highest risk. Some of the heterogeneity between studies may be explained by a previously unknown bias. The bias occurs in retrospective cohorts which include all births occurring within a fixed start and end date, which means shorter pregnancies are missed at the start of the study, and longer pregnancies are missed at the end. Our objective was to show the potential size of this bias and how to avoid it. Methods To demonstrate the bias we simulated a retrospective birth cohort with no seasonal pattern in gestation and used a range of cohort end dates. As a real example, we used a cohort of 114,063 singleton births in Brisbane between 1 July 2005 and 30 June 2009 and examined the bias when estimating changes in gestation length associated with season (using month of conception) and a seasonal exposure (temperature). We used survival analyses with temperature as a time-dependent variable. Results We found strong artificial seasonal patterns in gestation length by month of conception, which depended on the end date of the study. The bias was avoided when the day and month of the start date was just before the day and month of the end date (regardless of year), so that the longer gestations at the start of the study were balanced by the shorter gestations at the end. After removing the fixed cohort bias there was a noticeable change in the effect of temperature on gestation length. The adjusted hazard ratios were flatter at the extremes of temperature but steeper between 15 and 25°C. Conclusions Studies using retrospective birth cohorts should account for the fixed cohort bias by removing selected births to get unbiased estimates of seasonal health effects.

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A birth registration for Edith Louise Cowan. The birth is dated as August 24, 1885, and the date of issue for the certificate is November 8, 1927. Place of birth, Thorold. County of Welland.

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Photocopy. [Ann Arbor, Mich. : University Microfilms Internationa 1979] -- 26 cm.

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Background Birth weight and length have seasonal fluctuations. Previous analyses of birth weight by latitude effects identified seemingly contradictory results, showing both 6 and 12 monthly periodicities in weight. The aims of this paper are twofold: (a) to explore seasonal patterns in a large, Danish Medical Birth Register, and (b) to explore models based on seasonal exposures and a non-linear exposure-risk relationship. Methods Birth weight and birth lengths on over 1.5 million Danish singleton, live births were examined for seasonality. We modelled seasonal patterns based on linear, U- and J-shaped exposure-risk relationships. We then added an extra layer of complexity by modelling weighted population-based exposure patterns. Results The Danish data showed clear seasonal fluctuations for both birth weight and birth length. A bimodal model best fits the data, however the amplitude of the 6 and 12 month peaks changed over time. In the modelling exercises, U- and J-shaped exposure-risk relationships generate time series with both 6 and 12 month periodicities. Changing the weightings of the population exposure risks result in unexpected properties. A J-shaped exposure-risk relationship with a diminishing population exposure over time fitted the observed seasonal pattern in the Danish birth weight data. Conclusion In keeping with many other studies, Danish birth anthropometric data show complex and shifting seasonal patterns. We speculate that annual periodicities with non-linear exposure-risk models may underlie these findings. Understanding the nature of seasonal fluctuations can help generate candidate exposures.

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Background Young parenthood continues to be an issue of concern in terms of clinical and psychosocial outcomes for mothers and their babies, with higher rates of medical complications such as preterm labour and hypertensive disease and a higher risk of depression. The aim of this study was to investigate how young age impacts on women's experience of intrapartum care. Methods Secondary analysis of data collected in a population based survey of women who had recently given birth in Queensland, comparing clinical and interpersonal aspects of the intrapartum maternity care experience for 237 eligible women aged 15–20 years and 6534 aged more than 20 years. Descriptive and multivariate analyses were undertaken. Results In the univariate analysis a number of variables were significantly associated with clinical aspects of labour and birth and perceptions of care: young women were more likely to birth in a public facility, to travel for birth and to live in less economically advantaged areas, to have a normal vaginal birth and to have one carer through labour. They were also less likely to report being treated with respect and kindness and talked to in a way they could understand. In logistic regression models, after adjustment for parity, other socio-demographic factors and mode of birth, younger mothers were still more likely to birth in a public facility, to travel for birth, to be more critical about interpersonal and aspects of care and the hospital or birth centre environment. Conclusion This study shows how experience of care during labour and birth is different for young women. Young women reported poorer quality interpersonal care which may well reflect an inferior care experience and stereotyping by health professionals, indicating a need for more effective staff engagement with young women at this time.

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Background The Environments for Healthy Living (EFHL) study is a repeated sample, longitudinal birth cohort in South East Queensland, Australia. We describe the sample characteristics and profile of maternal, household, and antenatal exposures. Variation and data stability over recruitment years were examined. Methods Four months each year from 2006, pregnant women were recruited to EFHL at routine antenatal visits on or after 24 weeks gestation, from three public maternity hospitals. Participating mothers completed a baseline questionnaire on individual, familial, social and community exposure factors. Perinatal data were extracted from hospital birth records. Descriptive statistics and measures of association were calculated comparing the EFHL birth sample with regional and national reference populations. Data stability of antenatal exposure factors was assessed across five recruitment years (2006–2010 inclusive) using the Gamma statistic for ordinal data and chi-squared for nominal data. Results Across five recruitment years 2,879 pregnant women were recruited which resulted in 2904 live births with 29 sets of twins. EFHL has a lower representation of early gestational babies, fewer still births and a lower percentage of low birth weight babies, when compared to regional data. The majority of women (65%) took a multivitamin supplement during pregnancy, 47% consumed alcohol, and 26% reported having smoked cigarettes. There were no differences in rates of a range of antenatal exposures across five years of recruitment, with the exception of increasing maternal pre-pregnancy weight (p=0.0349), decreasing rates of high maternal distress (p=0.0191) and decreasing alcohol consumption (p<0.0001). Conclusions The study sample is broadly representative of births in the region and almost all factors showed data stability over time. This study, with repeated sampling of birth cohorts over multiple years, has the potential to make important contributions to population health through evaluating longitudinal follow-up and within cohort temporal effects.

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Background/Aim: Cardiotoxicity resulting in heart failure is a devastating complication of cancer therapy. It is possible that a patient may survive cancer only to develop heart failure (HF), which is more deadly than cancer. The aim of this project was to profile the characteristics of patients at risk of cancer treatment induced heart failure. Methods: Linked Health Data Analysis of Queensland Cancer Registry (QCR) from 1996-2009, Death Registry and Hospital Administration records for HF and chemotherapy admissions were reviewed. Index heart failure admission must have occurred after the date of cancer registry entry. Results: A total of 15,987 patients were included in this analysis; 1,062 (6.6%) had chemotherapy+HF admission (51.4% Female) and 14,925 (93.4%) chemotherapy_no HF admission. Median age of chemotherapy+HF patients was 67 years (IQR 58 to 75) vs. 54 years (IQR 44 to 64) for chemotherapy_no HF admission. Chemotherapy+HF patients had increased risk of all cause mortality (HR 2.79 [95% CI 2.58-3.02] and 1.67 [95% CI, 1.54 to 1.81] after adjusting for age, sex, marital status, country of birth, cancer site and chemotherapy dose). Index HF admission occurred within one year of cancer diagnosis in 47% of HF patients with 80% of patinets having there index admission with 3 years. The number of chemotherapy cycles was not associated with significant reduction in survival time in chemotherapy+HF patients. Mean survival for heart failure patients was 5.3 years (95% CI, 4.99 - 5.62) vs.9.57 years (95% CI, 9.47-9.68) for chemotherapy_no HF admission patients. Conclusion: All-cause mortality was 67% higher in patients diagnosed with HF following chemotherapy in adjusted analysis for covariates. Methods to improve and better coordinate of the interdisciplinary care for cancer patients with HF involving cardiologists and oncologists are required, including evidence-based guidelines for the comprehensive assessment, monitoring and management of this cohort.