Modelo Matemático para Predição da Acidose Metabólica no Nascimento em Gestações com Diástole Zero ou Reversa

Objetivos: elaborar modelo matemático baseado em parâmetros da cardiotocografia (CTG) anteparto de repouso para predição da acidose metabólica no nascimento, caracterizada por valores do excesso de bases (BE) inferiores a -10 mEq/L, em gestações com diagnóstico de diástole zero (DZ) ou reversa (DR) na dopplervelocimetria das artérias umbilicais. Métodos: foi estudada a última cardiotocografia de 127 gestantes de alto risco com diagnóstico de DZ ou DR, pela análise visual do traçado. Os parâmetros da CTG estudados foram a variabilidade da FCF, acelerações transitórias, desacelerações e padrão pseudo-sinusoidal. Entre as características da gravidez foram analisadas a idade gestacional, o intervalo em dias entre o diagnóstico da DZ ou DR e o parto. O modelo de regressão logística foi aplicado na determinação do melhor modelo matemático para predição da acidose. Resultados: a acidose metabólica ocorreu em 51 casos (40,2%). O modelo matemático para predição da acidose contemplou os seguintes parâmetros: intervalo em dias entre o diagnóstico da DZ ou DR e o parto (X1), idade gestacional em semanas (X2), variabilidade da FCF <5 bpm (X3) e variabilidade da FCF entre 5 e 9 bpm (X4). As variáveis de análise da variabilidade receberam valor 1 quando presente e valor 0 quando ausente. O coeficiente z foi calculado pela seguinte fórmula: z = 2,2348 + (-0,0117 X1) + (-0,09 X2) + (1,9552 X3) + (-0,4474 X4). Aplicando-se a expressão p = e z/(1 + e z), a probabilidade (p) foi calculada. Conclusões: o modelo matemático apresentado permite calcular a probabilidade da ocorrência de acidose metabólica no nascimento, em gestações com DZ ou DR, a partir da análise visual da cardiotocografia anteparto de repouso.

Validação da curva normal de peso fetal estimado pela ultra-sonografia para o diagnóstico do peso neonatal

OBJETIVO: avaliar a concordância entre o peso fetal estimado (PFE) por ultra-sonografia e o neonatal, o desempenho da curva normal de PFE por idade gestacional no diagnóstico de desvios do peso fetal/neonatal e fatores associados. MÉTODOS: participaram do estudo 186 grávidas atendidas de novembro de 1998 a janeiro de 2000, com avaliação ultra-sonográfica até 3 dias antes do parto, determinação do PFE e do índice de líquido amniótico e parto na instituição. O PFE foi calculado e classificado de acordo com a curva de valores normais de PFE em: pequeno para a idade gestacional (PIG), adequado para a idade gestacional (AIG) e grande para a idade gestacional (GIG). A mesma classificação foi feita para o peso neonatal. A variabilidade das medidas e o grau de correlação linear entre o PFE e o peso neonatal foram calculados, bem como a sensibilidade, especificidade e valores preditivos para o uso da curva de valores normais de PFE para o diagnóstico dos desvios do peso neonatal. RESULTADOS: diferença entre o PFE e o peso neonatal variou entre -540 e +594 g, com média de +47,1 g, e as duas medidas apresentaram um coeficiente de correlação linear de 0,94. A curva normal de PFE teve sensibilidade de 100% e especificidade de 90,5% em detectar PIG ao nascimento, e de 94,4 e 92,8%, respectivamente, em detectar GIG, porém os valores preditivos positivos foram baixos para ambos. CONCLUSÕES: a estimativa ultra-sonográfica do peso fetal foi concordante com o peso neonatal, superestimando-o em apenas cerca de 47 g e a curva do PFE teve bom desempenho no rastreamento diagnóstico de recém-nascidos PIG e GIG.

Curva da altura uterina por idade gestacional em gestantes de baixo risco

OBJETIVO: construir curva de altura uterina em função da idade gestacional em gestantes de baixo risco e comparar os valores com os da curva adotada nacionalmente. MÉTODOS: estudo observacional e prospectivo. A amostra foi constituída por 227 gestantes atendidas no setor de pré-natal de dois serviços públicos de saúde de João Pessoa, PB. Foram incluídas mulheres com idade gestacional de certeza, feto único, vivo e sem malformações, sem condição patológica materno-fetal conhecida que pudesse afetar o crescimento fetal, com peso corporal normal e não-fumantes. As gestantes foram submetidas à medição padronizada da altura uterina entre a 13ª e a 39ª semana. A idade gestacional (foi confirmada por ultra-sonografia. O mesmo observador realizou 1206 medidas de altura uterina, com média de 5,3 medidas por gestante. Para análise estatística, adotou-se nível de significância de 5%. Foram construídas tabelas e curvas com os valores dos percentis 10, 50 e 90 da altura uterina em função da idade gestacional. RESULTADOS: os valores dos percentis 10, 50 e 90 da altura uterina em cada idade gestacional permitiram a construção de curva padrão de altura uterina por idade gestacional em gestações de baixo risco. A análise comparativa visual entre as curvas mostrou que elas são diferentes. A diferença entre os valores médios de altura uterina deste estudo e os valores da curva adotada pelo Ministério de Saúde foi significativa a partir da 19ª semana de gestação. CONCLUSÃO: as duas curvas de altura uterina podem ter desempenhos diferentes quando utilizadas na assistência pré-natal para rastrear desvios do crescimento fetal. A curva padrão de altura uterina por idade gestacional construída deverá ser validada posteriormente para uso como padrão de normalidade.

Distribuição da altura uterina ao longo da gestação em uma coorte brasileira: comparação com a curva de referência do Centro Latino-Americano de Perinatologia

OBJETIVOS: descrever, em gestantes do Estudo Brasileiro do Diabetes Gestacional (EBDG), a distribuição da altura uterina de acordo com a idade gestacional e validar a curva do Centro Latino-Americano de Perinatologia (CLAP), curva de referência para a predição de anormalidades do crescimento fetal. MÉTODOS: o EBDG é uma coorte de 5564 gestantes, com mais de 19 anos, seguidas até e após o parto. Entrevistas e medidas antropométricas padronizadas foram feitas no arrolamento entre a 20ª e a 28ª semana. Os prontuários foram revisados segundo protocolo padronizado, abrangendo os períodos de pré-natal e parto. As análises referem-se a 3539 gestantes com datação da gravidez confirmada por ultra-sonografia. Determinamos as propriedades diagnósticas dos percentis 10 e 90 de altura uterina de ambas as curvas (EBDG e CLAP) como indicadores de anormalidade no peso neonatal. RESULTADOS: as medidas de altura uterina no EBDG foram maiores que as do CLAP em todas as semanas de gestação (1 a 4 cm e 2 a 6 cm, respectivamente, nos percentis 10 e 90). O percentil 10 do CLAP identificou como pequenas as medidas uterinas de 0,3 a 1,7% das gestantes brasileiras, ao passo que o percentil 90 classificou como grandes as medidas uterinas de 42 a 57% das brasileiras. A sensibilidade do percentil 10 do CLAP para predizer recém-nascidos pequenos para a idade gestacional variou de 0,8 a 6% e a especificidade do percentil 90 para predizer grandes para a idade gestacional, de 46 a 61%. CONCLUSÕES: a curva de referência do CLAP não reflete o padrão de crescimento uterino das gestantes brasileiras, limitando sua capacidade de identificar anormalidades de crescimento fetal, especialmente a restrição de crescimento.

A curva de regressão da gonadotrofina coriônica humana é útil no diagnóstico precoce da neoplasia trofoblástica gestacional pós-molar?

OBJETIVO: avaliar a utilidade da curva de regressão normal da gonadotrofina coriônica humana (hCG) no diagnóstico precoce de neoplasia trofoblástica gestacional pós-molar (NTG). MÉTODOS: estudo longitudinal, incluindo 105 pacientes com mola hidatiforme completa (MHC) acompanhadas no Centro de Doenças Trofoblásticas de Botucatu, entre 1998 e 2005. Os títulos da hCG sérica foram mensurados quinzenalmente em todas as pacientes. Curvas individuais de regressão da hCG das 105 pacientes foram estabelecidas. A comparação entre a curva de regressão normal estabelecida em nosso serviço com as curvas individuais da hCG foi usada no rastreamento e diagnóstico (platô/ascensão) de NTG. O número de semanas pós-esvaziamento quando a hCG excedeu o limite normal foi comparado com o número semanas em que a hCG apresentou platô/ascensão. RESULTADOS: das 105 pacientes com MHC, 80 apresentaram remissão espontânea (RE) e 25 desenvolveram NTG. Das 80 pacientes com RE, 7 (8,7%) apresentaram, inicialmente, dosagem da hCG acima do normal, mas, no devido tempo, alcançaram a remissão. Todas as 25 pacientes com NTG apresentaram desvio da curva normal da hCG em 3,8±2,5 semanas e mostraram platô ou ascensão em 8,4±2,9 semanas (p<0,001). CONCLUSÕES: a curva de regressão normal da hCG pós-molar pode ser útil para diagnóstico de NTG.

Fatores preditores para o óbito neonatal em gestações com diástole zero ou reversa na doplervelocimetria da artéria umbilical

OBJETIVO: avaliar os fatores de risco antenatais e pós-natais para o óbito neonatal em gestações com diástole zero (DZ) ou reversa (DR) na doplervelocimetria da artéria umbilical. MÉTODOS: estudo transversal, retrospectivo, inferencial, a partir de 48 prontuários de gestações únicas com DZ ou DR, idade gestacional entre 24 e 34 semanas, em uma maternidade no Nordeste do Brasil. A média de idade foi de 27,3 anos (DP: 7,9). Vinte (41,7%) eram primigestas. Síndromes hipertensivas foram observadas em 44 (91,7%) casos. Trinta e cinco (72,9%) apresentavam DZ e 13 (27,1%) DR. Procedeu-se inicialmente à análise univariada (teste t de Student e teste Exato de Fisher), relacionando os parâmetros com o desfecho avaliado (óbito neonatal). As variáveis que apresentaram associação significativa foram incluídas no modelo de regressão logística (Estatística de Wald). O nível de significância utilizado foi de 5%. RESULTADOS: a mortalidade perinatal foi de 64,6% (31/48). Ocorreram cinco óbitos fetais e 26 neonatais. A média de idade gestacional no momento do diagnóstico foi de 27,9 (DP: 2,8) semanas. A resolução da gestação antes de 24 horas após o diagnóstico ocorreu em 52,1% dos casos. Parto abdominal foi realizado em 85,4% dos casos. Os recém-nascidos pesaram em média 975,9 g (DP: 457,5). Vinte e quatro (57,1%) apresentaram Apgar menor que 7 no primeiro minuto e 21,4%, no quinto. A idade gestacional no momento do diagnóstico, o peso ao nascer e o Apgar de primeiro minuto revelaram-se variáveis significativamente relacionadas com o óbito neonatal (valores de p foram, respectivamente, 0,008; 0,004 e 0,020). As razões de chance foi de 6,6; 25,3 e 13,8 para o óbito neonatal, quando o diagnóstico foi estabelecido até a 28ª semana, peso <1000 g e Apgar < 7, respectivamente. CONCLUSÕES: idade gestacional no momento do diagnóstico, peso ao nascer e Apgar de primeiro minuto foram fatores capazes de predizer o óbito neonatal em gestações com DZ ou DR na doplervelocimetria da artéria umbilical.

Curva de dissipação de imazapyr em água de drenos de irrigação, após aplicação para controle da taboa

O herbicida sistêmico imazapyr foi usado no controle da taboa (Typha subulata Crespo & Peres-Moreau f.) em drenos de irrigação, como alternativa ao controle mecânico. O resíduo do princípio ativo do herbicida na água foi analisado por cromatografia líquida de alta performance (HPLC). A curva de dissipação de imazapyr mostrou que o herbicida pode ser usado para o controle de taboa em drenos de irrigação, sem causar danos a culturas vizinhas, desde que a água seja usada, no mínimo, depois de 1,6 a 3,7 dias da aplicação das doses de 500 a 1500 g ha-1, respectivamente.

Efeito residual dos herbicidas imazaquin e imazethapyr, aplicados na soja, sobre o milho safrinha

Com o objetivo de se avaliar os efeitos da persistência dos herbicidas imazaquin e imazethapyr na cultura do milho safrinha em sucessão à da soja, tratada com estes produtos, foi instalado um ensaio na Fazenda Escola da Universidade Estadual de Londrina, solo argiloso (75% de argila), na safra agrícola 1995/96. O delineamento experimental adotado foi o de blocos ao acaso, com parcelas subdivididas em faixas. Os tratamentos principais foram constituídos pelos herbicidas: 1.Testemunha; 2.Imazaquin PPI -120 g.i.a./ha; 3.Imazaquin PPI - 240 g.i.a./ha; 4.Imazethapyr PRE - 80 g.i.a./ha e 5.Imazethapyr PRE - 160 g.i.a./ha. Os tratamentos secundários foram constituídos pelas épocas de semeadura do milho: 0 (zero), 30, 60, 90, 120 e 150 dias após a aplicação - DAA. As avaliações, tanto de fitotoxicidade visual como de biomassa seca das plantas e produtividade do milho, revelaram uma maior sensibilidade da cultura ao imazaquin do que ao imazethapyr, embora a quantidade (ppb) de imazethapyr encontrada nas análises cromatográficas das amostras de solo (HPLC) tenha sido maior que a de imazaquin. Nos primeiros plantios, o imazaquin causou dano praticamente total às plantas, enquanto o imazethapyr proporcionou uma injúria de 30-40% na dose normal(80 g.i.a./ha). Nos plantios após 120 DAA esses sintomas foram diminuindo gradativamente até desaparecerem. A curva de regressão dos dados de colheita revelou intervalos de 87 e 112 dias para imazethapyr e imazaquin, respectivamente, para que não mais houvesse diminuição na produtividade do milho semeado após a aplicação da dose normal destes produtos. Correlacionando-se os parâmetros avaliados, observou-se que, mesmo havendo fitotoxicidade no início do desenvolvimento das plantas de milho, essas se recuperaram, tendo produtividade normal após os referidos intervalos. Dos parâmetros avaliados no bioensaio com pepino (Cucumis sativus), a biomassa seca das plantas confirmou a maior sensibilidade do pepino em relação ao milho, sendo prejudicada pela ação residual dos herbicidas no solo até o intervalo mínimo de 127 e 135 DAA para imazethapyr - 80 g.i.a./ha e imazaquin - 120 g.i.a./ha, respectivamente.

Aplicação das inferências clássica e bayesiana na estimação dos parâmetros do modelo de densidade populacional de plantas daninhas

A dinâmica da população de plantas daninhas pode ser representada por um sistema de equações que relaciona as densidades de sementes produzidas e de plântulas em áreas de cultivo. Os valores dos parâmetros dos modelos podem ser inferidos diretamente de experimentação e análise estatística ou extraídos da literatura. O presente trabalho teve por objetivo estimar os parâmetros do modelo de densidade populacional de plantas daninhas, a partir de um experimento conduzido na área experimental da Embrapa Milho e Sorgo, Sete Lagoas, MG, via os procedimentos de inferências clássica e Bayesiana.

Estimativa da área foliar de Sida cordifolia e Sida rhombifolia usando dimensões lineares do limbo foliar

A estimativa da área foliar pode auxiliar na compreensão de relações de interferência entre plantas daninhas e cultivadas. Com o objetivo de obter uma equação que, por meio de parâmetros lineares dimensionais das folhas, permita a estimativa da área foliar de Sida cordifolia e Sida rhombifolia, estudaram-se as correlações entre área foliar real (Af) e parâmetros dimensionais do limbo foliar, como o comprimento (C) ao longo da nervura principal e a largura máxima (L) perpendicular à nervura principal. Foram analisados 200 limbos foliares de cada espécie, coletados em diferentes agroecossistemas na Universidade Estadual Paulista, campus de Jaboticabal. Os modelos estatísticos utilizados foram linear: Y = a + bx; linear simples: Y = bx; geométrico: Y = ax b; e exponencial: Y = ab x. Todos os modelos analisados podem ser empregados para estimação da área foliar de S. cordifolia e S. rhombifolia. Sugere-se optar pela equação linear simples, envolvendo o produto C*L, considerando-se o coeficiente linear igual a zero, em função da praticidade desta. Desse modo, a estimativa da área foliar de S. cordifolia pode ser obtida pela fórmula Af = 0,7878*(C*L), com coeficiente de determinação de 0,9307, enquanto para S. rhombifolia a estimativa da área foliar pode ser obtida pela fórmula Af = 0,6423*(C*L), com coeficiente de determinação de 0,9711.