Perfusão miocárdica dinâmica por tomografia computadorizada de dupla fonte de raio X

Relatamos caso de perfusão dinâmica e quantitativa pela tomografia computadorizada de múltiplos detectores de dupla fonte de Raio X em um paciente de 44 anos, com diagnóstico prévio de doença coronariana. A tomografia demonstrou quantitativamente déficit de perfusão miocárdica nos territórios irrigados por artérias com estenoses significativas confirmadas pela angiotomografia e pela cineangiocoronariografia. A tomografia computadorizada com dupla fonte de Raio X permitiu a avaliação dinâmica perfusional e anatômica, em um único estudo, durante o controle evolutivo desse paciente.

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.

Alimentação dos marrecos II: ração de marrecas para postura - Ração balanceada x Ração grosseira, barata

The author studied in this paper the substitution of a balanced ratio for an economic ratio composed of 50% of sugar beet and 50% of balanced ratio, in feeding ducks egg production. It was found that the combination had no advantage since the production of eggs was very much reduced.

Immunhistochemischer Nachweis von Kathepsin F und X in Normalgeweben und Malignomen

Magdeburg, Univ., Medizin. Fakultät, Diss., 2007

Zwischen Aufholwachstum und Nephrokalzinose : das therapeutische Dilemma bei X-chromosomaler hypophosphatämischer Rachitis (XLHR)

Magdeburg, Univ., Med. Fak., Diss., 2011

Bedeutung der Helicobacter pylori-induzierten Cathepsin X-Expression für die Magenkarzinogenese : Untersuchung am transgenen Mausmodell

Magdeburg, Univ., Fak. für Naturwiss., Diss., 2013

Estudos sôbre a alimentação mineral do cafeeiro, X: extração de macronutrientes na colheita pelas variedades "Mundo Novo", "Caturra" e "Bourbon Amarelo"

This paper deals with the determination of the content of macronutrients in pulp and beans of three coffee varieties, namely 'Mundo Novo', 'Caturra Amarelo' and 'Bourbon Amarelo'. Samples were collected in plantations located in the three types of soils herein most of S. Paulo, Brazil, coffee is grown, that is, "terra roxa legítima" (Ribeirão Preto), "massapé-salmourão" (Mocóca), and "arenito de Bauru" (Pindorama). The following main conclusions were drawn after statistical analysis of data obtained hereby. There is no statistical difference among the three varieties . Average contents of macronutrients, as per cent of the dry matter, are the following: N P K Ca Mg S bean 1,71 0,10 1,53 0,27 0,15 0,12 pulps 1.78 0,14 3,75 0,41 0,13 0,15 Samples collected in Mocóca ("massapé-salmourão") had lower N and K contents, probably due to lack of availability of these elements in the soil, as suggested by its analysis. Results obtained in this work are in good agreement with data described elsewhere. Out of the total of elements contained in the whole fruit the following proportions are exported as clean coffee: N - 2/3, P and K - 1/2, Ca, Mg and S - 1/3. It is clear therefore that a substantial amount of elements absorbed from the soil remains in the pulp or in the dry hulls which result from processing. From this fact raises the interest of using these residues as fertilizer in the coffee plantations.

Arroz: ensaio fatorial variedade x espaçamento x densidade

In this experiment it was attempted to find better row spacing (0,20 m, 0,40 m and 0,60 m) and seed rate (3 and 6 grams of seeds/m) to be used in rice. The ordinary flooding was used as irrigation. Four varieties with different flowering periods were used: "Pratão" and "Iguape Agulha" are late varieties (150 days); "Batatais", "Dourado Precoce" early varieties (100 days). These two early varieties produce two harvests by ratooning. The data showed that the late varieties gave a better yeld on a single crop, but the greatest annual yeld by area was obtained when the ratooning was used. As far as amount of seed is concerned the data showed that the better yelds were obtained with 3 grams of seeds.

Identifikation von Interaktionspartnern des Cathepsin X und deren funktionelle Charakterisierung im Magenkarzinom

Magdeburg, Univ., Fak. für Naturwiss., Diss., 2013

Tropical American plants, X / Louis O. Williams.

v.32:no.4(1968)

Fixação de fósforo por um latossolo e determinação do valor «X»

Este trabalho se refere a um ensaio conduzido em laboratório para avaliar a capacidade de fixação de fosfato dos horizontes A1 (0.22cm), A3 (22-56cm) e B22 (155-200cm) de Lotossolo Roxo Distrófico. Foi, também, determinado o valor "X" de WAUGH & FITTS (1966) dos três horizontes. Os principais resultados são apresentados a seguir: 1 - O horizonte B22 foi o que apresentou maior capacidade de fixação de fósforo, seguido pelo A3 e, finalmente, pelo A1 . 2 - Os valores "X" encontrados foram: 350 ppm, 225 ppm e 175 ppm para os horizontes B22 , A3 e A2, respectivamente. 3 - Houve uma relação muito estreita entre as quantidades de R adicionadas e as fixadas pelos três horizontes.

Uso da espectrografia de raio X na determinação do cálcio e do potássio em solos

Foi estudado por espectrografia de raio X a distribuição do Ca e K na fração areia e no solo total em oito pedons representativos de uma topossequência de solos da região de São Pedro no Estado de São Paulo. As principais conclusões foram as seguintes: - Com exceção dos Pedons 1 e 3 os teores de K e Ca são muito baixos. Os elevados teores de K encontrados nos Pedons 1 e 3 indicam que os materiais das superfícies I e III são menos intemperizados e portanto de origem mais recente. - A fração areia dos solos estudados, com exceção dos Pedons 1 e 3, possue baixíssimos valores de K e Ca, consequentemente de minerais contendo tais elementos. - Com exceção do Pedon 3 os solos não possuem reserva mineral na fração areia. - De todos os solos estudados os Pedons 6, 7 e 8, localizados nas superfícies mais antigas, são os mais intemperizados.