Proteína C Reativa pré-operatória prediz infecção respiratória após cirurgia de revascularização miocárdica

FUNDAMENTO: Níveis elevados de proteína C reativa de alta sensibilidade (PCRas) na avaliação pré-operatória para cirurgia de revascularização do miocárdio (CRM) têm sido associados a maus desfechos no pós-operatório. OBJETIVO: Avaliar a associação entre níveis elevados de PCRas e os desfechos em curto prazo após cirurgia cardíaca. MÉTODOS: Coorte prospectivo com 331 pacientes submetidos à CRM com circulação extracorpórea (CEC) em nossa instituição. Os pacientes foram divididos em dois grupos de acordo com os níveis de PCRas, medidos antes da cirurgia: normal (grupo N), nível menor que 3 mg/l PCRas, e elevado (grupo A), nível maior ou igual a 3 mg/l PCRas. O grupo N apresentou uma sensibilidade e uma especificidade de 60% para a previsão de infecção respiratória, com uma aproximação de 90%. Os pacientes foram acompanhados durante o período em que permaneceram hospitalizados. RESULTADOS: A idade média foi de 60 anos, e 71,6% dos pacientes eram do sexo masculino. A PCRas estava elevada (grupo A) em 144 pacientes (43,5%). A mortalidade hospitalar foi de 4,8%, e as complicações mais frequentes nos dois grupos foram: infecções em geral (18%), infecções respiratórias (16%), fibrilação atrial (15%) e infarto agudo do miocárdio (7,6%). A incidência de infecções pós-operatórias gerais foi de 14,4% no grupo N e de 23,6% no grupo A (p = 0,046). As infecções respiratórias também foram mais frequentes no grupo A (21,5% vs. 11,8%; p = 0,024). As análises multivariadas mostraram que o nível de PCRas representou um preditor independente para a infecção respiratória no pós-operatório (RC = 2,08, CI de 95% = 1,14 - 3,79). CONCLUSÃO: O alto nível de PCRas no pré-operatório é um preditor independente para infecções respiratórias no período de médio prazo do pós-operatório de cirurgia de revascularização do miocárdio eletiva.

Relação entre a Escala de Adesão Terapêutica de oito itens de Morisky (MMAS-8) e o controle da pressão arterial

FUNDAMENTO: A não adesão terapêutica é um importante e frequentemente não reconhecido fator de risco que contribui para o reduzido controle da Pressão Arterial (PA). OBJETIVO: Determinar a relação entre a adesão terapêutica mensurada a partir de uma versão validada em português da MMAS-8 e o controle da PA em pacientes ambulatoriais hipertensos. MÉTODOS: Foi realizado um estudo transversal com pacientes hipertensos maiores de 18 anos atendidos em seis unidades da Estratégia de Saúde da Família, em Maceió (AL), por meio de entrevistas e mensuração da pressão arterial em domicílio, entre janeiro e abril de 2011. A adesão foi determinada por meio de versão da MMAS-8 traduzida para realização deste estudo. Foram considerados aderentes aqueles pacientes com pontuação igual a 8 na MMAS-8. RESULTADOS: A prevalência da adesão terapêutica entre os 223 pacientes investigados foi de 19,7%, enquanto 34% apresentaram PA controlada (> 140/90 mmHg). O valor médio de adesão segundo a MMAS-8 foi 5,8 (±1,8). Os pacientes aderentes se revelaram mais propensos (OR = 6,1; IC [95%] = 3,0 a 12,0) a ter a pressão arterial sob controle do que aqueles que atingiram valores médios (6 a <8) ou baixos (<6) no score de adesão. A versão em português da MMAS-8 apresentou associação significativa com o controle da PA (p = 0,000). CONCLUSÃO: O diagnóstico do comportamento não aderente por meio da aplicação da MMAS-8 em pacientes sob uso de medicamentos anti-hipertensivos foi fator preditivo de valores elevados de PA sistólica e diastólica.

Associação entre peso de nascimento e fatores de risco cardiovascular em adolescentes

FUNDAMENTO: Peso ao nascer (PN) é um determinante de risco a médio e longo prazo de fatores de risco cardiovascular. OBJETIVO: Estudar a associação entre peso ao nascer e fatores de risco cardiovascular em adolescentes de Salvador. MÉTODOS: Estudo de corte transversal com grupos de comparação por PN. Amostra composta de 250 adolescentes, classificados segundo IMC: normal alto (>p50 e

Correlação da composição de placas à histologia virtual com proteína C-reativa

FUNDAMENTOS: Estudos prévios demonstram que o principal determinante de vulnerabilidade da placa aterosclerótica é a sua composição. Recentemente, diversos métodos de imagens e marcadores laboratoriais têm sido investigados visando identificar lesões vulneráveis. O ultrassom com Histologia Virtual® (HV) permite a diferenciação e quantificação dos componentes da placa. Por sua vez, a proteína C-reativa (PCR) é apontada como importante preditor de eventos adversos. A correlação entre este marcador e as características da placa não é bem estabelecida. OBJETIVOS: Avaliar a constituição da lesão culpada em pacientes com síndrome coronária aguda (SCA) - conforme caracterizada pela HV - e investigar a relação dos componentes da placa com o marcador inflamatório PCR. MÉTODOS: Cinquenta e dois pacientes com SCA e com indicação de intervenção coronária percutânea foram submetidos a dosagens de PCR de alta sensibilidade antes e 24 horas após a ICP. Análise por ultrassom HV da lesão-alvo foi realizada antes da ICP. RESULTADOS: A média de idade foi de 55,3 ± 4,9 anos, sendo 76,9% homens, 67,3% hipertensos e 30,8% diabéticos. A área luminal mínima foi de 3,9 ± 1,3 mm², e a carga de placa de 69 ± 11,3%. Os componentes da placa foram assim identificados: fibrótico (59,6 ± 15,8%), fibrolipídico (7,6 ± 8,2%), cálcio (12,1 ± 9,2%), necrótico (20,7 ± 12,7%). Não observamos correlação entre os níveis basais de PCR ou a variação dentre os valores pré e pós-ICP com os componentes da placa. CONCLUSÃO: Neste estudo, a composição das placas pela HV foi predominantemente fibrótica, com alto conteúdo necrótico. Não foi encontrada correlação entre a PCR e os componentes da lesão culpada em pacientes com SCA.

Sincronia e função ventricular esquerda em pacientes pediátricos portadores de marca-passo definitivo

FUNDAMENTO: A estimulação crônica do ventrículo direito (EVD) induz um padrão de contração dessincronizado, produzindo assincronia interventricular e intraventricular. Muitos estudos têm mostrado a relação entre EVD e a forma e função ventricular esquerda (VE) comprometida. OBJETIVO: O objetivo deste estudo foi avaliar a sincronia e a função do VE em pacientes pediátricos que receberam EVD em comparação com aqueles que receberam estimulação do VE (EVE). MÉTODOS: As funções sistólica e diastólica e a sincronia do VE foram avaliadas em 80 pacientes pediátricos com bloqueio atrioventricular total não cirúrgico ou pós-cirúrgico, com estimulação a partir do endocárdio do ventrículo direito (VD) (n = 40) ou do epicárdio do VE (n = 40). Foram analisados dados ecocardiográficos obtidos antes da implantação do marca-passo, imediatamente após a implantação, e no final de um acompanhamento médio de 6,8 anos. RESULTADOS: A função diastólica do VE não se alterou em nenhum dos pacientes durante o acompanhamento. A função sistólica ventricular esquerda foi preservada nos pacientes que receberam EVE. No entanto, a fração de encurtamento e a fração de ejeção diminuíram de medianas de 41% ± 2,6% e 70% ± 6,9% antes da implantação para 32% ± 4,2% e 64% ± 2,5% (p < 0,0001 e p < 0,0001), respectivamente, no acompanhamento final. O atraso mecânico interventricular foi significativamente maior com a EVD (66 ± 13 ms) do que com a EVE (20 ± 8 ms). Da mesma forma, nos dois grupos houve uma diferença significativa entre os seguintes parâmetros: atraso mecânico do VE (EVD: 69 ± 6 ms, EVE: 30 ± 11 ms, p < 0,0001); atraso septo-lateral (RVP: 75 ± 19 ms, LVP: 42 ± 10 ms, p < 0,0001) e atraso septo-posterior (EVD: 127 ± 33 ms, EVE: 58 ± 17 ms, p < 0,0001). CONCLUSÃO: Quando comparado ao endocárdio do VD, o epicárdio do VE é um local ideal para a estimulação para preservar a sincronia e a função cardíaca.

Nachweis früh- und spätapoptotischer Ereignisse in Lymphozyten unter Einfluss physikalischer (UVA-Bestrahlung, Hitzeschock) und physikochemischer (UVA und 8-Methoxypsoralen) Ereignisse. Etablierung eines in vitro-Testsystems und Anwendung bei Patienten nach extrakorporaler Photopherese

Magdeburg, Univ., Medizin. Fakultät, Diss., 2003

Efficacy and Safety of Drug-Eluting Stents in the Real World: 8-Year Follow-Up

Background: Drug-eluting stents have been used in daily practice since 2002, with the clear advantages of reducing the risk of target vessel revascularization and an impressive reduction in restenosis rate by 50%-70%. However, the occurrence of a late thrombosis can compromise long-term results, particularly if the risks of this event were sustained. In this context, a registry of clinical cases gains special value. Objective: To evaluate the efficacy and safety of drug-eluting stents in the real world. Methods: We report on the clinical findings and 8-year follow-up parameters of all patients that underwent percutaneous coronary intervention with a drug-eluting stent from January 2002 to April 2007. Drug-eluting stents were used in accordance with the clinical and interventional cardiologist decision and availability of the stent. Results: A total of 611 patients were included, and clinical follow-up of up to 8 years was obtained for 96.2% of the patients. Total mortality was 8.7% and nonfatal infarctions occurred in 4.3% of the cases. Target vessel revascularization occurred in 12.4% of the cases, and target lesion revascularization occurred in 8% of the cases. The rate of stent thrombosis was 2.1%. There were no new episodes of stent thrombosis after the fifth year of follow-up. Comparative subanalysis showed no outcome differences between the different types of stents used, including Cypher®, Taxus®, and Endeavor®. Conclusion: These findings indicate that drug-eluting stents remain safe and effective at very long-term follow-up. Patients in the "real world" may benefit from drug-eluting stenting with excellent, long-term results.

Organisation, systematik und geographisches verhältniss der infusionsthierchen. Zwei vorträge, in der Akademie der wissenschaften zu Berlin gehalten in den jahren 1828 und 1830, von C.G. Ehrenberg. Mit 8 kupfertafeln in folio ...

Text

Synergistic inflammatory signaling in airway epithelial cells : control of expression levels of protease activated receptors and interleukin-8 release

Protease-activated receptor, interleukin, thrombin, trypsin, asthma

The Labdane Ent-3-Acetoxy-Labda-8(17), 13-Dien-15-Oic Decreases Blood Pressure In Hypertensive Rats

Abstract Background: Labdane-type diterpenes induce lower blood pressure via relaxation of vascular smooth muscle; however, there are no studies describing the effects of labdanes in hypertensive rats. Objective: The present study was designed to investigate the cardiovascular actions of the labdane-type diterpene ent-3-acetoxy-labda-8(17), 13-dien-15-oic acid (labda-15-oic acid) in two-kidney 1 clip (2K-1C) renal hypertension. Methods: Vascular reactivity experiments were performed in aortic rings isolated from 2K-1C and normotensive (2K) male Wistar rats. Nitrate/nitrite (NOx) measurement was performed in aortas by colorimetric assay. Blood pressure measurements were performed in conscious rats. Results: Labda-15-oic acid (0.1-300 µmol/l) and forskolin (0.1 nmol/l - 1 µmol/l) relaxed endothelium-intact and endothelium-denuded aortas from both 2K-1C and 2K rats. Labda-15-oic acid was more effective at inducing relaxation in endothelium-intact aortas from 2K pre-contracted with phenylephrine when compared to the endothelium-denuded ones. Forskolin was more potent than labda-15-oic acid at inducing vascular relaxation in arteries from both 2K and 2K-1C rats. Labda-15-oic acid-induced increase in NOx levels was lower in arteries from 2K-1C rats when compared to 2K rats. Intravenous administration of labda-15-oic acid (0.3-3 mg/kg) or forskolin (0.1-1 mg/kg) induced hypotension in conscious 2K-1C and 2K rats. Conclusion: The present findings show that labda-15-oic acid induces vascular relaxation and hypotension in hypertensive rats.

Total synthesis of 8,9-Dehydro-Epothilone C

Magdeburg, Univ., Fak. für Verfahrens- und Systemtechnik, Diss., 2010

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.