Avaliação da doença vascular do enxerto no transplante cardíaco: experiência de um centro brasileiro

FUNDAMENTO: O transplante cardíaco continua sendo o tratamento de escolha para a insuficiência cardíaca refratária ao tratamento otimizado. Dois métodos diagnósticos apresentam elevada sensibilidade no diagnóstico de episódios de rejeição ao enxerto e Doença Vascular do Enxerto (DVE), causas importantes de mortalidade no pós-transplante. OBJETIVO: Avaliar a relação entre os resultados do ultrassom intracoronariano (USIV) e os laudos das biópsias endomiocárdicas (BX) no seguimento de pacientes submetidos a transplante cardíaco em um serviço de referência brasileiro. MÉTODOS: Foi realizado um ensaio epidemiológico retrospectivo observacional, com pacientes submetidos a transplante cardíaco ortotópico, no período de 2000 a 2009. Foram analisados os prontuários desses pacientes e os resultados dos USIV e BX realizados rotineiramente no seguimento clínico pós-transplante e terapêutica em uso. RESULTADOS: Dos 77 pacientes analisados, 63,63% são do sexo masculino, nas faixas etárias de 22 a 69 anos. Quanto aos resultados dos USIV, 33,96% foram classificados em Stanford classe I, e 32,08%, como Stanford IV. Dos 143 laudos das biópsias, 51,08% tiveram resultado 1R, 3R em 0,69% dos laudos, e 14,48% apresentaram a descrição de efeito Quilty. Todos usaram antiproliferativos, 80,51% usaram inibidores da calcineurina e 19,48% usaram inibidores do sinal de proliferação (ISP). CONCLUSÃO: A avaliação dos pacientes pós-transplante cardíaco por meio do USIV incorpora informações detalhadas para o diagnóstico precoce e sensível da DVE, que são complementadas pelas informações histológicas fornecidas pelas BX, estabelecendo uma possível relação causal entre a DVE e os episódios de rejeição humoral.

O Florescimento da cana de açúcar

1 - Análise do Brix Em três das variedades analisadas - F 29-7, Co. 285 e Tuc. 519, - a diferença entre o Brix do caldo das canas florescidas e das canas não florescidas foi estatisticamente insignificante. Apenas em uma variedade - Co. 312 - tivemos um resultado duvidoso. Em F 29-7 nota-se que o erro nas' canas florescidas é maior que nas não florescidas, o que parece indicar uma tendência a maior instabilidade do Brix com o florescimento. A diferença entre os dois erros é, poréxn, de significação duvidosa, embora o valor de P exceda bastante o limite de 5% de probabilidade, sem atingir o de 1%. 2 - Análise dos redutores Houve uma diferença sem significação em F 29-7 e Co. 285. Em Co. 312, porém, o resultado foi duvidoso e em Tuc. 519 foi significante, e em ambas estas variedades as canas não florescidas eram as mais ricas em redutores, o que merece ser salientado. Nota-se que o erro nas canas não florescidas é maior do que nas florescidas, o que indica uma estabilização de percentagem de redutores com o florescimento em F 29-7. A diferença entre os erros é, porém, de significação duvidosa, de sorte que só futuras pesquisas poderão esclarecer essa dúvida. 3 - Análise da pol Neste caso a diferença foi insignificante em F 29-7 e Co. 312 e duvidosa nas outras duas variedades. E nos casos de diferença duvidosa a pol foi maior no caldo das canas florescidas, o que é digno de destaque. O erro foi insignificantemente maior nas canas florescidas do que nas não florescidas. 4 - Análise das cinzas A diferença entre as médias foi insignificante em F 29-7 e Co. 312; foi duvidosa em Tuc. 519 e significante em Co. 285. Nos dois últimos casos a quantidade de cinzas foi maior no caldo das canas não florescidas do que no das florescidas. Nota-se, pelo erro, uma maior variação nas canas não florescidas, mas o teste F dá um resultado duvidoso, que exige novas pesquisas. 5 - Análise da acidez sulfúrica A diferença entre as médias foi insignificante em F 29-7 e Tuc. 519, tendo sido significante nas duas variedades restantes. Nestes dois últimos casos foi o caldo das canas florescidas favorecido com uma acidez menor do que o das não florescidas. O teste F foi absolutamente sem significação, o que significa que a variação é a mesma nas canas florescidas e não florescidas em F 29-7. 6 - Análise de litros de cadlo por quilo de cana A diferença entre as médias foi significante em F 29-7, Co. 285 e Co. 312, sempre com menor quantidade de caldo nas canas n florescidas. Em Tuc. 519 o resultado foi duvidoso, mas como se aproxima bastante do limite de 1% e concorda com os resultados obtidos nas outras variedades e ainda com a observação de medula seca nos gomos terminais das canas florescidas, como já foi dito atrás, esse resultado pode ser tomado como significante. O erro maior nas canas n florescidas e o teste F significante indicam que com o florescimento se estabiliza a relação litros de caldo por quilo de cana. 7 - Análise da fibra Neste caso os resultados foram análogos aos obtidos no caso da relação litros de caldo por quilo' de cana, como era de se esperar. De fato, em F 29-7, Co. 285 e Co. 312 as diferenças foram significantes. Em Tuc. 519 o resultado foi duvidoso, mas as mesmas considerações apresentadas no caso anterior nos levam a considerá-lo significante. Em todas as variedades analisadas as canas florescidas foram sempre mais ricas em fibra. O teste F foi insignificante, c que indica que não há diferença notável entre os erros. 8 - Análise do pêso Esta análise, que só foi feita em F 29-7, nos leva a concluir que o pequeno excesso de peso apresentado pelas canas florescidas n tem a menor significação. Como as nossas observações indicam para as canas florescidas maior comprimento e maior grossura, esse resultado evidencia um murchamente, o que é, aliás, confirmado pela diminuição da relação litros de caldo por quilo dé caria e pelo aumento da quantidade de fibra. Sobre o teste F já salientámos que êle neste caso nos indica que o peso das canas se estabiliza com o florescimento.

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.

Cálculo da potência dos motores para moendas de cana de açúcar

O conhecimento da potência necessária para a moagem da cana de açúcar, é de relevante importância, não só para o fabricante de moendas, como para o usineiro e o tecnólogo. Os autores reportando-se ao processo usado por LEHKY no cálculo da potência dos motores destinados ao acionamento das moendas das usinas de açúcar: 1.° - esclarecem a dedução das fórmulas apresentadas por aquele notável engenheiro dos Estabelecimentos Skoda; 2.° - modificam o fator 1,305 da fórmula original usada no cálculo da potência necessária para vencer o atrito da bagaceira, para 1,2987, quando se considera a velocidade linear dos cilindros em metros por minuto; 3.° - apresentam exemplos numéricos de aplicação direta das fórmulas, para diferentes tipos de moendas, demonstrando que o processo usado por LEHKY é praticamente aplicável a qualquer moenda.

Determinação do sexo em pintos da raça Rhode Island Red

Examinando 201 pintos de um dia da raça Rhode Island Red, de rebanho selecionado pela postura e considerando diversos caracteres, principalmente os relacionados com a côr da penugem, conseguimos acertar em 197, numa proporção de 98,01%, não relatada da bibliografia que conhecemos. Julgamos como mais importantes, os seguintes caracteres : mancha clara na asa notada em 100% dos machos e 6,30% das fêmeas; o anel claro na perna ocorreu em 91,80% dos machos e 3,70% das fêmeas. Estas duas particularidades, sòmente, permitem separação de sexo superior a 96%. O sinal junto ao ângulo posterior do olho foi observado em 95,10% das fêmeas e 36,70% dos machos; ponta da asa escura não ocorreu em um macho sequer, mas em 53.20% das fêmeas; ponta da asa clara foi notada em todos os machos e em 46,80% das fêmeas. Os demais caracteres mencionados no quadro, constituem elementos auxiliares de menor valor mas devem ser examinados para se esclarecerem dúvidas. Os erros decorreram de se dar mais importância à pinta escura na cabeça que ao anel claro na perna e à mancha no bordo da asa. O presente trabalho contribui para o esclarecimento do assunto principalmente por considerar o anel claro da perna e o sinal escuro próximo ao ângulo posterior do olho, caracteres valiosos e ainda não apontados anteriormente. Ainda mais, a observação metódica e conjunta de um grande número de atributos relacionados com o dimorfismo sexual constitui um subsídio ao esclarecimento de tão interessante questão.

A determinação do fósforo em fertilizantes pelos métodos espectrofotométrico e colorimétrico diferenciais do ácido fosfovanadomolíbdico

O presente trabalho relata a determinação do P2O5 em fertilizantes simples e em misturas, pelos métodos, espectrofotométrico (espectrofotômetro Beckman, modelo B) diferencial do ácido fosfovánadomólíbdico e pelo método volumétrico alcalimétrico (fosfomolibdato de amônio). Relata também a determinação do P2O5 solúvel em solução de ácido cítrico a 2% nos mesmos materiais, pelos métodos espectrofotométrico e colorimétrico (Klett-Summerson) dif erenciais e volumétrico. Os dados obtidos permitem afirmar que os métodos espectrofotométrico e colorimétrico diferenciais são precisos e muito mais simples e rápidos que o método volumétrico. Considerando-se que os métodos espectrofotométrico e colorimétrico são mais simples, e rápidos que o método volumétrico e que êste está mais sujeito à erros devido às operações de precipitação, filtração, lavagem do precipitado, etc, pode-se adotar os dois primeiros em substituição ao método volumétrico de determinação do P2O5 total e solúvel em solução de ácido cítrico a 2%, em fertilizantes fosfatados, simples e em misturas.

Revisão da família Tetranychidae no Brasil (Arachnida: Acarina)

Este trabalho faz parte da tese que apresentamos a Escola Superior de Agricultura "Luiz de Queiroz", para obtenção do titulo de Doutor em Agronomia. Encerra uma revisão da família Tetranychidae no Brasil. Os seguintes assuntos sao aqui tratados: Lista dos gêneros, subgêneros e especies ocorrentes no Brasil, com referência as plantas hospedeiras e a distribuição geográfica;chave para sub-famílias, tribos e géneros de Tetranychidae; chaves para auxiliar o reconhecimento das especies encontradas no país, lista das plantas hospedeiras. A tribo Porcupinychini Gutierrez, 1969 e posta em sinonimia com Hystrichonyehini Pritchard & Baker, 1955. O genero Anatetranychus Womersley, 1940 e as especies Tetranychus yusti McGregor, 1955 e Oligony ahus mangiferus (Rahman & Sapra, 1940), citados por Flechtmann, 1967, são aqui considerados erros de identificação.

mRNA metabolism: nonsense mediated mRNA decay as a tool for gene therapy and the role of human DIS3L2 in transcript degradation

Tese de mestrado em Biologia Humana e Ambiente, apresentada à Universidade de Lisboa, através da Faculdade de Ciências, 2015

Aplicação do método espectrofotométrico da 2,2'-dipiridil cetoxima na determinação do cobalto em plantas

Os resultados obtidos nos estudos da parte experimental do método da 2,2'-dipiridil cetoxima, permitiriam o estabelecimento de uma técnica para a determinação do cobalto em plantas. A aplicação do método foi precedida de uma avaliação de sua amplitude, exatidão e precisão. Verificou-se que nos intervalos de 0,9 a 9,0 ou de 1,0 a 10,0 microgramas de cobalto/3 ml do solvente, foram obtidos os menores erros relativos da concentração. Dentro dos limites estudados, o método segue a lei de Beer. A precisão da técnica proposta, avaliada através de ensaios de recuperação, foi considerada satisfatória.

Causas infecciosas das anomalias congênitas

Revisão sumária das causas infecciosas das anomalias congênitas englobando as malformações, que correspondem a estruturas anormais orgânicas ou tissulares decorrentes de erros primários de morfogenese embrionaria e deformações, que se instalam no período fetal da vida intrauterina, correspondentes a alterações de forma e estrutura de órgãos primitivamente bem constituidos.

Developing discontinuous Galerkin methods for the resolution of the incompressible Navier-Stokes equations

Informe de investigación elaborado a partir de una estancia en el Laboratorio de Diseño Computacional en Aeroespacial en el Massachusetts Institute of Technology (MIT), Estados Unidos, entre noviembre de 2006 y agosto de 2007. La aerodinámica es una rama de la dinámica de fluidos referida al estudio de los movimientos de los líquidos o gases, cuya meta principal es predecir las fuerzas aerodinámicas en un avión o cualquier tipo de vehículo, incluyendo los automóviles. Las ecuaciones de Navier-Stokes representan un estado dinámico del equilibrio de las fuerzas que actúan en cualquier región dada del fluido. Son uno de los sistemas de ecuaciones más útiles porque describen la física de una gran cantidad de fenómenos como corrientes del océano, flujos alrededor de una superficie de sustentación, etc. En el contexto de una tesis doctoral, se está estudiando un flujo viscoso e incompresible, solucionando las ecuaciones de Navier- Stokes incompresibles de una manera eficiente. Durante la estancia en el MIT, se ha utilizado un método de Galerkin discontinuo para solucionar las ecuaciones de Navier-Stokes incompresibles usando, o bien un parámetro de penalti para asegurar la continuidad de los flujos entre elementos, o bien un método de Galerkin discontinuo compacto. Ambos métodos han dado buenos resultados y varios ejemplos numéricos se han simulado para validar el buen comportamiento de los métodos desarrollados. También se han estudiado elementos particulares, los elementos de Raviart y Thomas, que se podrían utilizar en una formulación mixta para obtener un algoritmo eficiente para solucionar problemas numéricos complejos.

Stabilized Petrov-Galerkin methods for the convection-diffusion-reaction and the Helmholtz equations

We present two new stabilized high-resolution numerical methods for the convection–diffusion–reaction (CDR) and the Helmholtz equations respectively. The work embarks upon a priori analysis of some consistency recovery procedures for some stabilization methods belonging to the Petrov–Galerkin framework. It was found that the use of some standard practices (e.g. M-Matrices theory) for the design of essentially non-oscillatory numerical methods is not feasible when consistency recovery methods are employed. Hence, with respect to convective stabilization, such recovery methods are not preferred. Next, we present the design of a high-resolution Petrov–Galerkin (HRPG) method for the 1D CDR problem. The problem is studied from a fresh point of view, including practical implications on the formulation of the maximum principle, M-Matrices theory, monotonicity and total variation diminishing (TVD) finite volume schemes. The current method is next in line to earlier methods that may be viewed as an upwinding plus a discontinuity-capturing operator. Finally, some remarks are made on the extension of the HRPG method to multidimensions. Next, we present a new numerical scheme for the Helmholtz equation resulting in quasi-exact solutions. The focus is on the approximation of the solution to the Helmholtz equation in the interior of the domain using compact stencils. Piecewise linear/bilinear polynomial interpolation are considered on a structured mesh/grid. The only a priori requirement is to provide a mesh/grid resolution of at least eight elements per wavelength. No stabilization parameters are involved in the definition of the scheme. The scheme consists of taking the average of the equation stencils obtained by the standard Galerkin finite element method and the classical finite difference method. Dispersion analysis in 1D and 2D illustrate the quasi-exact properties of this scheme. Finally, some remarks are made on the extension of the scheme to unstructured meshes by designing a method within the Petrov–Galerkin framework.

Interrupción voluntaria del embarazo : Andalucía 1997 : evolución de la incidencia de I.V.E. 1991-1998 : distribución de las I.V.E. en los distritos sanitarios 1998

En port.: Unidad Estadística. Publicado en la página web de la Consejería de Salud: www.juntadeandalucia.es/salud (Consejería de Salud / Profesionales / Estadísticas Sanitarias / Estadísticas de interrupción voluntaria del embarazo > Acceso a las Estadisticas de Interrupción Voluntaria del Embarazo)

Interrupción voluntaria del embarazo : Andalucía 1996 : evolución de la incidencia de I.V.E. : años 1991-1997 : (1997 datos provisionales]

En port.: Unidad Estadística

Instrumentação na medida da pressão arterial: aspectos históricos, conceituais e fontes de erro

A medida indireta da pressão arterial é um dos procedimentos mais executados pelos enfermeiros de todo o mundo, segundo o Conselho Internacional de Enfermeiras. 0 trabalho discute os principais aspectos polêmicos do instrumental utilizado para a medida indireta da pressão arterial que são causa significativa de erros de medida, a partir da análise da literatura e das recomendações da American Heart Association.