Maior letalidade e morbidade por infarto agudo do miocárdio em hospital público, em Feira de Santana - Bahia

FUNDAMENTO: Fatores relacionados ao nível sócio-econômico, à qualidade e à gestão assistencial podem influenciar na letalidade e morbidade por infarto agudo do miocárdio (IAM). OBJETIVO: Comparar letalidade e morbidade por IAM entre hospital público e privado. MÉTODOS: Estudo observacional, com grupos de comparação. Avaliação clínica na admissão e registro de dados diagnósticos, terapêuticos e evolutivos até a alta ou o óbito. Comparação das características clínicas por análise univariada seguida de análise bivariada, avaliando a associação de preditores com óbito e morbidade (Killip >I), SPSS, versão 13,0. RESULTADOS: Avaliados 150 pacientes, 63 (42,0%) privados e 87 (58,0%) públicos, com 63,1% e 62,1% de homens e idades de 61,1±13,8 e 60,0±11,6 anos, respectivamente. A letalidade por IAM foi de 19,5% nos públicos vs 4,8% nos privados (p=0,001) e a morbidade (Killip classe >1) de 34,3% nos públicos vs 15,0% nos privados (p=0,012). Houve diferença significativa nos públicos devido à menor renda familiar e escolaridade (70,1% com um a dois salários vs 19,0%, p<0,001, e 49,4% de analfabetos vs 6,3%, p<0,001, respectivamente), maior tempo de chegada ao hospital (TDH>1 hora: 76,9% vs 48,6%; p=0,003) e maior tempo para ser medicado (THM>15 minutos: 47,1% vs 8,0%, p<0,001), UTI para 8% vs 94% nos privados e trombólise para 20,6% vs 54,0%, respectivamente (p<0,001). CONCLUSÃO: Letalidade e morbidade maior no paciente público, que se apresentou mais grave, mais tardiamente e recebeu tratamento de menor qualidade.

Utilização de terapêuticas comprovadamente úteis no tratamento da coronariopatia aguda: comparação entre diferentes regiões brasileiras. Análise do Registro Brasileiro de Síndromes Coronarianas Agudas (BRACE - Brazilian Registry on Acute Coronary Syndromes)

FUNDAMENTO: Pouco se sabe, em nosso meio, sobre diferenças regionais no tratamento da coronariopatia aguda. OBJETIVO: Analisar o comportamento regional relativamente à utilização de terapêuticas comprovadamente úteis na coronariopatia aguda. MÉTODOS: Foram selecionados aleatoriamente 71 hospitais, respeitando-se a proporcionalidade do país em relação à localização geográfica, entre outros critérios. Na população global, foi analisada regionalmente a utilização de AAS, clopidogrel, inibidor da ECA/bloqueador de AT1, betabloqueador e estatina, isoladamente e agrupados por escore individual que variou de 0 (nenhum medicamento utilizado) a 100 (todos utilizados). No infarto com supradesnivelamento de ST (IAMCSST) foram analisadas diferenças regionais sobre utilização de terapêuticas de recanalização (fibrinolíticos e angioplastia primária). RESULTADOS: No global da população, nas primeiras 24 horas de hospitalização, a média de escore na região Norte-Nordeste (70,5 ± 22,1) foi menor (p < 0,05) do que nas regiões Sudeste (77,7 ± 29,5), Centro-Oeste (82 ± 22,1) e Sul (82,4 ± 21). Por ocasião da alta, o escore da região Norte-Nordeste (61,4 ± 32,9) foi menor (p < 0,05) do que nas regiões Sudeste (69,2 ± 31,6), Centro-Oeste (65,3 ± 33,6), e Sul (73,7 ± 28,1); adicionalmente, o escore do Centro-Oeste foi menor (p < 0,05) do que o do Sul. No IAMCSST, o uso de terapêuticas de recanalização foi maior no Sudeste (75,4%, p = 0,001 em relação ao restante do país), e menor no Norte-Nordeste (52,5%, p < 0,001 em relação ao restante do país). CONCLUSÃO: O uso de terapêuticas comprovadamente úteis no tratamento da coronariopatia aguda está aquém do desejável no país, com importantes diferenças regionais.

Emissão de laudos eletrocardiográficos a distância: experiência da rede catarinense de telemedicina

FUNDAMENTO: Cresce o uso da Telemedicina, especialmente no envio e na avaliação de eletrocardiograma (ECG). É um procedimento de baixo custo, com alto potencial de salvar vidas. OBJETIVO: Descrever a forma de análise sistemática e o perfil do usuário da Rede Catarinense de Telemedicina quando o laudo era emitido de forma livre. MÉTODOS: Estudo observacional, transversal, determinando as associações entre características dos pacientes e diagnósticos eletrocardiográficos emitidos, dentre os usuários da Rede Catarinense de Telemedicina quando o laudo era fornecido de forma livre. Esse sistema estava conectado a 287 cidades de Santa Catarina, os exames eram feitos nos locais de origem e emitidos os laudos em três hospitais terciários. Entre 2005 e 2010, os laudos eram emitidos de forma livre e foi criado um método probabilístico para análise dos dados. Um cardiologista experiente avaliou todos os ECG para aferir a chance de anormalidade. RESULTADOS: Foram avaliados 243.363 ECG. A maioria (58%) foi realizada em pacientes com mais de 50 anos e proveniente da atenção primária (72%). Houve diferenças de frequência por região, parcialmente relacionado com número de cardiologistas/região (r = -0,551), com a distância dos centros terciários e com possíveis diferenças de aceitação do método. Cerca de 53% do ECG foram anormais, com maior frequência quanto maior a idade (r2 = 0,8166), e com diferenças regionais também significantes (p < 0,0001). CONCLUSÃO: Foi construído um sistema de análise dos dados integrando termos prevalentes, análise probabilística e dicionários especializados. O sistema tem atendido uma parcela significativa da população catarinense, principalmente idosos, da rede básica e de regiões remotas do estado.

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.

Uma Ciência com Ética, um Cientista Humanista

Sessão de Homenagem ao Professor António Simões Lopes

Análise de áreas com diferentes classes de declividade através de imagens TM/LANDSAT

É feita a análise de áreas com diferentes classes de declividade (A = 0-3%, B = 3-8%, C = 8-16% e D = 16-30%) sscom a fina1idade de se verificar a potencialidade de imagens TM/LANDSAT, na escala 1:100.000, para planejamento agrícola. Devido à ausência de visão tridimensional, o trabalho baseia-se nas relações quantitativas entre índices dedrenagem (freqüência de rios e densidade de drenagem) determinados a partir das imagens, e expressão do relevo (declividade média) extraída de cartas planialtimétricas, na escala 1:50.000. Fotografias aéreas na escala 1:35.000 são utilizadas para fins comparativos. Conclui-se que o uso dessas imagens para mapear classes de declividade através do padrão de drenagem é viável, embora as características regionais o tenham limitado para diferenciar mais facilmente áreas com declividades A e B de áreas com declividades C e D.

Associações de aves com insetos sociais: um sumário no Sudeste do Brasil

RESUMO As aves podem se agregar a diversos tipos de insetos sociais (formigas, vespas, cupins). Estas associações podem ser agrupadas em três tipos, um deles relacionado a atividade alimentar e dois, a atividade reprodutiva: 1) forragear seguindo formigas de correição; 2) nidificar nas proximidades de colônias ativas de vespas e formigas; 3) nidificar em colônia ativas de cupins. Os três tipos de associação podem ser considerados como exemplos de comensalismo. Sumariamos aqui as associações de aves com insetos sociais que observamos no Sudeste do Brasil. Seguir formigas de correição foi habitual a raro para uma grande variedade de espécies, de Accipitridae a Tyrannidae. Nidificar nas proximidades de colônias ativas de vespas foi habitual para uma espécie de Rhynchocyclidae. Nidificar em cupinzeiros arborícolas ativos foi habitual para duas espécies de Trogonidae e ocasional para duas espécies de Psittacidae. Nidificar em cupinzeiros terrestres ativos foi raro para uma espécie de Picidae e uma espécie de Strigidae. Entretanto, variações quali e quantitativas regionais provavelmente ocorrem, o que justificaria este tipo de estudo em habitats e regiões distintas das aqui estudadas. Estudos orientados para história natural deverão revelar maior riqueza de espécies e variedade de aves que se associam a colônias ativas de insetos sociais.

Contribuição ao estudo do problema alimentar da Amazônia

Salientando os diversos aspectos a atender, para a solução racional do problema da alimentação na Amazônia, aliás já fixados em 1941 pela Comissão que traçou as linhas gerais de um plano de saneamento dessa vasta região, aludem os A.A. às realizações já empreendidas dentro do programa traçado, e que versaram apenas sôbre os hábitos alimentares de um grande núcleo de população e sôbre o valor nutritivo de alguns elementos pouco conhecidos da fauna e da flora locais. Abordam, à guisa de ensaio, neste trabalho, o ponto concernente ao planejamento de regimes adequados, que se adaptem tanto às exigências, como as possibilidades regionais. Frisam, então, de início, as bases racionais a que devem eles obedecer respeito não só à redução do total de calorias, fornecidas, nos seus 2/3, por hidratos de carbono e ao qual se subordinam as cotas das três principais vitaminas do complexo B,* como também a restrição, igualmente indicada, da taxa de proteínas; respeito, ainda, as cotas recomendáveis das vitaminas A e C e de cálcio, dando aí especial atenção ao detalhe da sua aproveitabilidade. Referem, de passagem, à conveniência de não se descurar do problema do ferro alimentar, em face das endemias reinantes na região e das dificuldades para fazer, artificialmente, o enriquecimento marcial dos regimes, já que, para instituí-los, partem do principio de ser vantajoso lançar mão de recursos de produção local, sem ficar em marcada dependência de grandes centres distribuidores regionais. Mostrando as dificuldades para a utilização, na escala desejada, da carne e leite de vaca, como artigos básicos de regime — e apontam, entre os percalços, os inerentes ao transporte e conservação desses alimentos — apresentam uma tabela básica, para o adulto em trabalho moderado, a qual lhe fornece 2.600 calorias diárias e obedece aos pontos fundamentais já aludidos. Nela figuram: os peixes, cujas variedades de pequeno porte poderão, com vantagem, ser consumidas fritas ou torradas, com espinhas; o amendoim; as verduras de produção econômica na Amazônia, incluídas na lista as ramas de batata doce, da mandioca e do inhame; essas raízes e tubérculos feculentos, de parceria com o cara; a farinha de mandioca, de grande uso na região; frutas, em que e, alias, rica a flora local; melado ou rapadura, como boa fonte de açucarados, cálcio e ferro; gorduras de origem animal e vegetal. Detêm-se, a propósito de cada um desses alimentos, sôbre o seu valor nutritivo e as possibilidades reais de produção local ou regional. Enumeram, por fim, vários outros, a que, similarmente, será possível recorrer, em maior ou menor escala — criação de animais domésticos, caças, carne e ovos de tartaruga, arroz, raízes, brotos de palmeiras, feijão de vara, castanhas de sapucaia, do caju e do Para — numa demonstração de ser possível a Amazônia valer-se, de muito, a si própria, no tocante à alimentação das suas populações.

Problema alimentar do Maranhão e Piauí: subsidio para o seu estudo

Os A. A., prosseguindo na serie de estudos,que vêm realizando, como contribuição para a solução racional do problema da alimentação das populações brasileiras, cuidam neste trabalho do Maranhão e do Piaui, considerados englobadamente, como área de transição entre as três Grandes Regiões, do Norte, do Nordeste e do Centro-oeste do país. Dando os caracteristicos principais e revistando, em face de informes estatisticos e de outros dados, as possibilidades presentes e futuras, de pesca, criação e agricultura, para as 19 zonas geograficas, discriminadas, dentro do conjunto dos dois Estados, pelo conselho nacional de Geografia, mostram ser na verdade realizavel dispo-las em três áreas distintas de abastecimento: isto dentro do proposito em vista de planejar regimes alimentares que, atendendo aos preceitos da ciencia da nutrição, se adaptem ás possíveis disponibilidades regionais. Facilidades, maiores ou menores, para provisão de leite e de pescado representam, afinal, os fatores dominantes nesta diferenciação de áreas de abastecimento. Em função de tais variações e recorrendo, ademais, a outros alimentos, cujo cultivo e produção são objeto de exame, organizaram os A. A., à guisa de exemplos, três regimes, um para cada área, e que atendem, satisfatoriamente, aos pontos basicos acima referidos. Mostram, em suma, como é possivel, aos dois Estados, valerem-se a si próprios em materia de alimentação.

Adenocancróide primário do estômago

Os AA. referem um caso de blastoma primitivo do estômago, mostrando a par das estruturas de adenoma destruens e de adenocarcinoma, a de carcinoma epidermoide. O tumor corresponde ao tipo descrito no literatura como adenocancroide e apresenta metástases no figado, gânglios linfáticos regionais, apêndice cecal, colon transverso, peritônio e diafragma. Uma revisão da literatura e discussão sobre a origem de tais tumores são apresentadas.

Análisis de agrupaciones provinciales a partir del enfoque de desigualdad y polarización: una nota

Con motivo de analizar las fuentes de las desigualdades interprovinciales de la renta en España las provincias vienen siendo agrupadas en función de su pertenencia a las CCAA. Este criterio de tipificación, de origen administrativo, no agota, sin embargo, las posibilidades existentes en orden a dividir a las provincias en grupos pretendidamente homogéneos. Disponemos, por ejemplo, de agrupaciones informales como las NUTS 1 europeas, los ejes de desarrollo (VILLAVERDE Y PÉREZ (1996) y las áreas geoeconómicas (ALCAIDE (2002) ó formales, como las sugeridas por AGHEVLI y MEHRAN (1981) y DAVIES y SHORROCKS (1989). El principal objeto de esta nota consiste en evaluar el atractivo asociado a esta variedad de agregaciones atendiendo a dos criterios básicos: el error de agregación y el número de grupos considerado.

Morbidade da doença de Chagas. II. Estudos seccionais em quatro áreas de campo no Brasil

Foi realizado um estudo seccional de campo do tipo "caso controle" sobre a morbilidade da doença de Chagas em quatro áreas endêmicas no Brasil, duas no Estado de Minas Gerais, uma no Estado do Piauí e outra no Estado da Paraíba, incluindo 716 pares de indivíduos da mesma idade e sexo, cada par constando de um indivíduo com sorologia positiva e outro com sorologia negativa para a infecção chagásica. Com esse tipo de estudo procurou-se determinar o componente exclusivamente chagásico na morbidade da doença em diferentes áreas do país. O gradiente de manifestações clínicas e alterações eletrocardiográficas entre o grupo com sorologia positiva e outro com sorologia negativa, estudado em 264 pares na área de Iguatama-Paris e 274 em Virgem da Lapa, ambas em Minas Gerais, e em 109 pares estudados nas localidades de Colônia e Oitis, em Oeiras, Piauí e em 69 nos municípios de Aguiar e Boqueirão dos Cochos na Paraíba, mostra nitidas diferenças regionais na morbilidade da doença. Nas áreas de Minas Gerais, embora a transmissão natural da infecção estivesse interrompida há 15 e 5 anos, respectivamente, o grau de morbilidade cardiológica pelo componente chagásico, considerando apenas as alterações eletrocardiográficas mais expressivas e específicas, no momento do estudo, foi de aproximadamente 30%, enquanto em Oeiras, no Piauí e em Aguiar e Boqueirão dos Cochos, na Paraíba, mesmo com transmissão ativa da infecção, a morbidade cardiológica pelo componente chagásico foi inferior a 15 e 10%, respectivamente

Trayectorias académicas y origen social una aproximación sociológica a las decisiones educativas de los estudiantes universitarios

Dentro del ámbito conceptual de la sociología de la educación, las desigualdades educativas (fundamentalmente de acceso) en función del origen social de los alumnos es a menudo explicada por las diferencias de rendimiento, -habilidad académica-; de una serie de constricciones institucionales particulares que lo contextualizan, -el proceso de selectividad- ; y del grado de libertad de movimiento o protagonismo que le confiere cada enfoque teórico a los individuos en las encrucijadas del proceso, -la capacidad de toma decisiones de los agentes-; sin embargo en el contexto de la presente tesina de investigación surgen las siguientes interrogantes: ¿Son estos elementos lo suficientemente pertinentes para explicar la desigualdad de trayectorias o éxito académico dentro de la Universidad?, ¿Existen realmente trayectorias académicas diferenciadas en función del origen social de los agentes? ¿El rendimiento académico dentro de la universidad es diferenciado en función del origen social de los alumnos?; rudimentarias preguntas de investigación que plantean el desafío de conocer cuales son las características particulares que asume el fenómeno de la desigualdad por origen de clase social en la universidad, estableciendo cuales son las constricciones institucionales existentes y cuales son los indicadores relevantes y pertinentes como paso previo a la elección del enfoque teórico a utilizar.

Dimensões do granuloma hepático produzido por ovos de duas linhagens geográficas do Schistosoma mansoni, no camundongo

Os autores determinaram o diâmetro médio dos granulomas de fígado de camundongos infectados com cercárias de duas cepas geográficas bem definidas do, Schistosoma mansoni (LE, Belo Horizonte e SJ, São Paulo). No total foram medidos 1.170 granulomas. Os granulomas com 60 dias eram de dimensões maiores do que os de 90 dias. A modulação da resposta imunopatológica foi significativamente mais eficiente na cepa LE e os granulomas, tanto aos 60 como aos 90 dias, da cepa SJ eram significativamente maiores. Os dados obtidos indicam uma maior patogenicidade da cepa SJ. Especula-se se o significado destes achados poderiam, em parte, explicar a ocorrência das variações regionais das formas anatomo-clínicas da esquistossomose.