Catálogo de publicaciones

El propósito de este trabajo es proponer un modelo general de reacción para el electrodo de cobre que permita interpretar la respuesta potenciométrica del mismo en soluciones que contengan cloruro y perclorato cúprico. Así que, la primera etapa consistirá en plantear el modelo general de reacción a partir del cual se podrán inferir todos los equilibrios que existen en la interfase electrodo-solución. Conocido los equilibrios se podrá calcular la respuesta potenciométrica del electrodo en ese medio planteando las ecuaciones de balance de materiales correspondientes. El hecho de encontrar buena concordancia entre el modelo propuesto y los resultados experimentales corroboraría la hipótesis acerca de que la reacción del electrodo es la de corrosión del mismo por los iones cúpricos presentes, la cual se describirá más adelante. El cálculo de las constantes de estabilidad de todos los equilibrios que se establecen en la interfase electrodo-solución si bien no es el propósito del trabajo, es un elemento accesorio importante para realizar los cálculos con las ecuaciones de balance de materiales. Los estudios potenciométricos sobre el tema son escasos y durante largo tiempo no se han hecho trabajos de este tipo con el sistema aquí considerado. Ninguna de las investigaciones realizadas considera al electrodo de cobre como un electrodo mixto, razón por la cual las conclusiones que se han extraído de esos estudios son erróneas. De esta manera ésta investigación trata de interpretar la respuesta potenciométrica del electrodo de cobre en todos los medios, en especial en presencia de complejantes como cloruro, que hace que el electrodo exhiba un comportamiento tan particular.

Dos tipos de fibras fueron caracterizadas en el musculo cruralis del sapo: lentas y rápidas. Este musculo posee un alto porcentaje de fibras lentas, facilmente abordables con técnicas electrofisiológicas. Las fibras lentas de musculos cruralis desnervados desarrollaron la capacidad de producir potenciales de accion 25 dáas tras el corte del nervio ciatico a la altura de la pelvis. Esta latencia fue reducida a 20 días cuando el nervio fue transectado a la altura de su entrada al musculo. La inyeccion de α-bungarotoxina al musculo desnervado redujo la latencia a 18 días. Los musculos cruralis fueron cultivados en un sistema de cultivo de orqano (19°C) por 30 dias. Las fibras lentas en cultivo desarrollaron respuestas regenerativas tras 24 dias. El desarrollo del potencial de acción no se produjo durante el invierno. Las fibras lentas desnervadas de musculos desnervados in vivo o en cultivo de organo mantuvieron sus propiedades electrofisiológicas, pero se observo un significativo decremento en la constante de tiempo. El efecto de la α-bungarotoxina sobre la latencia del fenomeno desnervatorio sugirio que la acetilcolina podria cumplir un rol neurotrofico. Musculos cruralis fueron cultivados en presencia de carbacol (1-5μM). Este agonista colinergico no afecto el desarrollo de la capacidad de las fibras lentas desnervadas de producir potenciales de accion. Nuestros resultados sugieren que la acetilcolina podria jugar un rol importante en la excitabilidad de las fibras lentas pero este agente no parece ser, por sí mismo, el factor crítico.

l. Se estudió el efecto de diferentes bloqueantes de canales de calcio (ω-Aga IVA, ω-CgTx GVIA, y dihidropiridinas) sobre la liberación evocada del neurotransmisor en las uniones neuromusculares (UNs) de embriones y de ratas recién nacidas. 2. El contenido cuántico (m) de la liberación evocada por estimulación nerviosa fue reducido casi completamente por el bloqueante de los canales de calcio dependientes de voltaje (CCDV) de tipo P/Q, la (ω-Aga IVA (100 nM) en las placas neuromusculares recientemente formadas de embriones y de ratas de 0-11 días de edad, en concordancia con el efecto de este bloqueante sobre la liberación del neurotransmisor en músculos adultos y reinervados. 3. La ω-CgTx GVIA (1-5 μM), el bloqueante de los CCDV de tipo N, también causó una reducción significativa en los valores de m, en una etapa temprana del desarrollo (embriones y animales de 0-4 días de edad) mientras que no fue efectiva en animales más adultos (ratas de 5-11 días de edad). 4. Los bloqueantes del canal de tipo L, nitrendipina (1 μM) y nifedipina (1 μM), no afectaron en forma significativa la liberación evocada neuralmente en las UNs en desarrollo. Sin embargo, la nifedipina (10 μM) incrementó significativamente los valores de m en las UNs de ratas de 0-4 días de edad. 5. En animales de 0-11 días de edad, la liberación evocada por alto K+ extracelular fue dependiente de la entrada de calcio a través de los CCDV de tipo P/Q (100 nM de la ω-Aga IVA redujo ~70% de la frecuencia de los potenciales de placa miniaturas evocados por alto K+). Los bloqueantes de los CCDV de tipo N y de tipo L no afectaron este tipo de liberación. 6. Los CCDV de tipo P/Q se encuentran más eficientemente acoplados a la liberación (pendiente promedio = 3.6 ± 0.09) que los canales de tipo N (pendiente promedio = 2.6 ± 0.03). 7. La incubación de los músculos con 10 μM de BAPTA-AM (un quelante de calcio rápido) desacopló a los canales de calcio de tipo N del proceso de liberación sin afectar a los canales de tipo P/Q. Esta diferencia podría ser explicada por una localización diferencial de estos canales dentro del mismo sitio de liberación en las UNs de ratas de 0-4 días de edad. 8 . En este estadio del desarrollo (i.e. 0-4 días de edad), la ω-CgTx GVIA (1 μM), la ω-Aga IVA (100 nM) y el BAPTA-AM (10 μM) redujeron significativamente la facilitación de la liberación generada por doble pulso en estos terminales motores. 9. Ninguna de las neurotrofinas estudiadas (NGF, GDNF, BDNF y NT-3) modificó la liberación espontánea ni la evocada por estimulación nerviosa cuando se estudió el efecto agudo de estos compuestos sobre la transmisión sináptica en esta preparación. 10. Se estudió también la modulación de la liberación del neurotransmisor por el agregado de diferentes bloqueantes de proteínas kinasas y de proteínas fosfatasas. 1 μM del ácido okadaico (OA) incrementó la liberación solo cuando el canal de tipo P/Q mediaba la transmisión sináptica. Por otro lado, el efecto de un activador de la PKC (i.e. TPA 2 μM) involucró tanto a los CCDV de tipo P/Q como a los de tipo N. 11 . Podemos concluir que en las uniones neuromusculares de ratas en desarrollo, los canales de calcio involucrados en la liberación: - son de tipo P/Q y de tipo N, - sufren cambios asociados al desarrollo en una etapa postnatal temprana, - muestran una eficiencia de liberación diferente posiblemente debido a una localización diferencial dentro del mismo sitio de liberación, - cumplen un papel importante en la generación de un fenómeno de plasticidad presináptica de corta duración, - y podrían estar modulados diferencialmente por vías intracelulares que involucren distintos tipos de segundos mensajeros.

Fil:Echarri, Rodolfo Manuel. Universidad de Buenos Aires. Facultad de Ciencias Exactas y Naturales; Argentina.

Se realizó el estudio fisicoquímico de los procesos característicos que ocurren en electrodos enzimáticos amperométricos anaeróbicos: reacción de electrodo, difusión y cinética enzimática. La enzima estudiada fue la glucosaoxidasa (EC.1.1.3.4 de Aspergillus Niger) empleándose como cosustrato derivados del ferroceno, pentamminpiracina rutenio (II) y otras cuplas redox como mediadores solubles. Se estudió el efecto de la concentración de la enzima, el sustrato y el cosustrato, la temperatura, el pH, la fuerza iónica, interferencia de oxigeno y de ácido ascórbico. Se utilizaron métodos electroquímicos convencionales: cronoamperometría, voltametría cíclica y electrodo de disco rotatorio. Se desarrolló, además, en este trabajo un método posestacionario de interrupción de corriente catalítica. Se estudiaron electrodos con enzima nativa en solución e inmovilizada sobre electrodos por distintos métodos. Se compararon los resultados con enzima en solución e inmovilizada y sus respectivos parámetros cinéticos. Para electrodos modificados con enzima se estudiarcn los efectos: a) difusionales. b) de partición. c) de microambiente. Se analizaron los modelos de catálisis redox-enzimática y se hallaron solucicnes analíticas para casos límites. Para el caso general, que no tiene solución analítica, se realizó la simulación digital del proceso redox-enzimático-difusional. En base a estos modelos se interpretarcn los resultados electroquímicos obtenidos y los perfiles de concentración estacionarios de las distintas especies en las adyacencias del electrodo. Se discute críticamente la validez de las ecuaciones cinéticas enzimáticas analíticas para la respuesta de electrodos amperométricos enzimáticos.

Cuando queremos estudiar la dinámica de un sistema, por ejemplo una galaxia o un sistema planetario, es importante primero conocer en qué regiones del sistema una órbita tiene un comportamiento regular y en cuáles un comportamiento caótico. Las herramientas que utilizaremos para abordar esta cuestión son los llamados indicadores de caos. Existen en la literatura una gran cantidad de estos indicadores, de los cuales en este trabajo utilizaremos aquéllos basados en la evolución de la solución de las ecuaciones variacionales. Algunos ejemplos de este tipo de indicadores son el Máximo Exponente de Lyapunov (lLCE), el Indicador Rápido de Lyapunov (FLI) y su variante que considera solo la componente ortogonal (OFLI), el Factor de Crecimiento Exponencial Medio de Órbitas Cercanas (MEGNO), el Índice Menor de Alineamiento (SALI), entre otros. En el Capítulo 2 revisaremos las principales características de una variedad de este tipo de indicadores. Luego, en el Capítulo 3 presentaremos un código, escrito en FORTRAN, que integra de una forma eficiente todos los indicadores descriptos en el Capítulo 2. Hemos desarrollado dos versiones de este programa, una para mapas simplécticos y otra para flujos hamiltonianos. La primera será empleada en la segunda parte de este trabajo, y ambas versiones fueron utilizadas en la tesis doctoral del Dr. Nicolás Maffione. La segunda parte de este trabajo está dedicada al estudio, dentro de la región caótica, de la difusión, esto es, determinar si existe una variación secular de las integrales no perturbadas del sistema. Para valores perturbativos muy pequeños se encontraron escenarios en los que la difusión no era detectable a causa de las oscilaciones introducidas por los efectos de deformación del conjunto de variables utilizadas, por lo que recurrimos al uso de las formas normales. Dado que no existía hasta el momento una implementación de esta técnica para el caso de mapas, en este trabajo se creó, por primera vez en la literatura, dicha implementación. Esta herramienta es una sucesión de transformaciones canónicas que permite describir, de una forma más clara, la dinámica del sistema, eliminando justamente los efectos de deformación. En el Capítulo 4 presentaremos, de una manera detallada, el mecanismo para la construcción de las formas normales para un mapa simpléctico 4D cuasi-torsional general. En el Capítulo 5 mostraremos cómo aplicar dicho mecanismo a dos mapas estándar acoplados. Dado que las formas normales se construyen mediante series de Fourier, presentaremos los resultados de la medición de los tiempos de CPU empleados para distintos órdenes de este desarrollo. También presentaremos una estimación empírica del orden óptimo para el cual construir la forma normal, para dos escenarios distintos. Finalmente, en el Capítulo 6 llevaremos a cabo el estudio de la difusión, que es el objetivo central de este trabajo. Este estudio lo realizaremos a través de la medición de la desviación cuadrática media de la acción en la dirección de la resonancia con respecto a su valor inicial. Estudiaremos un ensamble de 103 partículas considerando varios escenarios distintos mediante la variación del parámetro de acoplamiento del mapa.

Tesis-Doctor en Medicina y Cirugía-Universidad Nacional de Córdoba. Facultad de Ciencias Médicas, 2019

El creciente número de consultas en edad pediátrica de obesidad, sobrepeso e hipertensión arterial en la práctica diaria crea la necesidad de contar con un diagnóstico preciso de las cifras de obesidad infantil, sobrepeso y su relación con la hipertensión arterial para realizar una adecuada intervención en políticas de salud nacionales. El desarrollo de políticas a nivel municipal necesita de información precisa de la problemática local para ser abordada.

Considerando los accidentes y complicaciones producto de la retención de los terceros molares superiores, los cuales se hacen evidentes en un alto porcentaje estadístico en pacientes cuyo promedio de edad es de 23 años para el sexo femenino y de 25 años para el masculino, es por ello que se ha realizado el presente trabajo epidemiológico, para tener conocimiento de la forma en que se impacta en la población de la Ciudad de Córdoba (República Argentina). Para esto se relacionó el tipo de retención (según la clasificación de Winter) en correspondencia al sexo, índice craneofacial y la sintomatología clínica que presentaran. El presente trabajo de investigación se realizó en una población de 47 pacientes, en la cual se seleccionó un rango de edad la cual oscilara entre los 18 y 40 años, además debían presentar todos los elementos dentarios en el maxilar superior. Los pacientes fueron 28 del sexo femenino y 19 del sexo masculino, con un total de 77 terceros molares superiores retenidos. Se realizaron Ortopantomografías y Telerradiografía de Perfil, sobre las que se realizaron calcos cefalométricos. Los resultados obtenidos nos indicaron que en la población de Córdoba (República Argentina) es más frecuente la retención en el caso del elemento dentario 18 en los mesofaciales, encontrandose con mayor frecuencia en posición vertical. El elemento denyario 28, presenta un predominio en la retención en braquifaciales y, su posición más frecuente es la distoangular. Respecto de la sintomatología que producen estos elementos dentarios retenidos, se observó en relación al sexo y la biotipología, el siguiente resultado obtenido: El sexo femenino, presentó predominio de pacientes braquifaciales asintomáticos y mesofaciales sintomáticos. El sexo masculino, presentó predominio de pacientes braquifaciales asintomáticos y dolicofaciales sintomáticos. Basándonos en los resultados obtenidos del presente trabajo de investigación, creemos de suma importancia efectuar estudios clínicos radiográficos en pacientes de entre 23 y 25 años de edad de los cuales nos permitan evaluar el riesgo-beneficio, para realizar la toma de decisión respecto de la extracción o no de este elemento dentario.

El objetivo principal del presente trabajo fue determinar los factores de riesgo asociados al desarrollo de la Trichomonosis bovina en establecimientos del Partido de Bolívar que remitieron muestras al Laboratorio Regional “Dr. Rolando Luis Demarchi” durante el período 2009-2013. Los objetivos específicos fueron: estimar la tasa de establecimientos positivos a Trichomonosis bovina a partir de los establecimientos muestreados; estimar la prevalencia intrapredio de los establecimientos muestreados; identificar los factores de riesgo asociados a la ocurrencia de la enfermedad; cuantificar los factores de riesgo más relevantes para el control y la prevención; estudiar la dinámica de la enfermedad en establecimientos que remitan muestras en años sucesivos; visualizar la distribución espacial y la presencia de factores de riesgo para la enfermedad; y estimar el impacto que tendría el control de los factores de riesgo detectados por medio de simulación de escenarios. Se utilizó como unidad de análisis al establecimiento. El lugar de estudio fue el Partido de Bolívar, en la Provincia de Buenos Aires. El período de estudio incluyó 5 años, entre el 2009 y el 2013. Los datos se obtuvieron de dos fuentes distintas: 1- a partir de los resultados de laboratorio de muestras de raspado prepucial remitidas por veterinarios al Laboratorio Regional "Dr. Rolando Luis Demarchi" (variable dependiente) y 2- de un cuestionario que se les realizó a dichos profesionales, para obtener información del animal muestreado y del establecimiento (variables independientes). Se consideró al establecimiento: Positivo, cuando se diagnosticó como mínimo a un toro como positivo; y Negativo, cuando la totalidad de los toros resultaron negativos al diagnóstico. Cuando se analizaron los datos de manera general (no por año), fue considerado Positivo aquel establecimiento que al menos un animal fuera positivo durante alguno de los años en los cuales fue muestreado y establecimiento Negativo aquel que todos sus animales fueron negativos en todos los años en los cuales fueron analizados. Se realizaron estadísticas descriptivas de las variables recabadas en la encuesta, se cuantificó la enfermedad en los establecimientos en estudio y se estimaron las prevalencias intrapredio por año. También se elaboró una visualización de los establecimientos en un mapa digital del Partido de Bolívar y un análisis retrospectivo espacio temporal con modelo de probabilidad de Bernoulli (casos, no casos), para altas tasas con agregación de un año. Para el análisis de los factores de riesgo se decidió el siguiente esquema: análisis bivariado por año y general, análisis multivariado por año y general (mediante el uso de regresión logística), análisis multivariado con el agregado de medidas repetidas como unidad de observación el establecimiento (modelo lineal generalizado) y análisis multivariado con el agregado de medidas repetidas como unidad de observación la proporción de animales positivos (modelo lineal generalizado). En base a los resultados del último modelo lineal generalizado, a partir de la variable “Meses de servicio” (>3 vs. ≤3), se obtuvieron tasas de infección, y una simulación del impacto de manejo del factor por medio de @Risk. El total de establecimientos analizados fueron 230. La cantidad se decidió por conveniencia. De estos, remitieron muestras al laboratorio 105 (45,65%) en el año 2009, 119 (51,73%) en el año 2010, 113 (49,13%) en el año 2011, 99 (43,04%) en el año 2012 y 123 (53,47%) en el año 2013. Los establecimientos que enviaron muestras los 5 años fueron 34 (14,80%), durante 4 años fueron 23 (10,00%), durante 3 años fueron 35 (15,20%), durante 2 años fueron 54 (23,50%) y sólo 1 año fueron 84 (36,50%). Las tasas de positivos promedio intrapredio por año fueron las más altas para el año 2009 con una media de 2,14% y las más bajas para el año 2013 con una media de 0,55%. La cantidad de toros analizados fue: 1361 toros en el año 2009, 1541 toros en el año 2010, 1554 toros en el año 2011, 1304 toros en el año 2012 y 1496 toros en el año 2013. Las tasas de establecimientos positivos por año, fueron entre 2,43% (0,50-6,96) para el 2013 y 7,61% (2,06- 13,17) para el 2009. El análisis espacio temporal de datos no detectó agrupamiento significativo al 0,05 para cluster de altas tasas con una distancia máxima del 50%. En el análisis bivariado general resultaron significativas las variables “Número de rodeos en servicio” (1 vs. más de 1) con p=0,0063 cuyo OR (IC95%) fue 3,99 (1,38-11,48), y “Rotación de toros entre rodeos” (Si vs. No) con p=0,0281 cuyo OR (IC95%) fue 2,86 (1,08-7,57). Las variables resultantes en el análisis de regresión logística general fueron “Número de rodeos en servicio” (1 vs. más de 1) con p=0,0054 cuyo OR (IC95%) fue 4,62 (1,57-13,51), “Meses de servicio” (>3 vs. ≤3) con p=0,0383 cuyo OR (IC95%) fue 2,88 (1,06-7,81). En el análisis bivariado por año resultaron significativas las variables: “Meses de servicio” (>3 vs. ≤3), durante el año 2009, con p=0,0077; y “Destino de vacas enfermas” (evalúa vs venta), durante el año 2012, con p=0,0316. Posteriormente se realizó un análisis de regresión logística por año, con los factores significativos por cada año, agregando el número de raspajes y número de toros analizados como covariables. No se encontraron resultados significativos en la mayoría de los años, salvo en los años 2009 y 2013. En el año 2009 fueron significativas “Número de raspados” (categorizado) con p-valor 0,0144 cuyo OR (IC95%) fue 5,46 (1,40-21,28); y “Meses de servicio” (>3 vs ≤3) con p valor 0,0263 y OR=12,19(1,34-111,11). En el año 2013 se detectó como variable asociada “Destino de toros” (evalúa vs venta) con p-valor 0,0243 y OR=333,33(2,15-1000). En los Modelos Lineales Generalizados se incorporaron todas las variables significativas al 0,20 estimadas en los diferentes análisis bivariados. Además se incorporó la variable “Número de raspados” categorizados (1 raspado vs más de un raspado). En el modelo lineal generalizado que utilizó el establecimiento como unidad de estudio, resultaron significativas dos variables: “Meses de servicio” (>3 vs ≤3) con p-valor 0,0287 y OR=3,07 (1,12-8,41); y “Número de raspados” categorizados (1 raspado vs más de un raspado) con p-valor 0,0111 y OR=4,16 (1,38-12,5). En el modelo lineal generalizado que utilizó como unidad de estudio la proporción de animales positivos por establecimientos la única variable significativa fue “Meses de servicio” (>3 vs ≤3), con p-valor 0,0169 y OR=4,829 (1,326-17,578). A partir de los resultados de este último modelo se estimaron las tasas de infección global. Se estimaron en tasas por 1000 (LI-LS) a partir de la variable “Meses de servicio”: para establecimientos con tres meses o menos de servicio fue 3,33 (1,16-9,49), y establecimientos con más de tres meses de servicio fue 16,00 (7,94-32,07). En la simulación de escenarios se realizaron varias pruebas basadas en la variable “Meses de servicio” (más de tres meses), con los valores obtenidos en el modelo lineal generalizado (total de establecimientos = 559; establecimientos expuestos a servicio de más de 3 meses = 205). Los escenarios se diferenciaron entre sí por ir disminuyendo los expuestos al factor de riesgo. En consecuencia, resultó que el OR global descendió acorde al efecto esperado. No se realizó la simulación de escenarios con la variable “Número de raspados” categorizado por considerarse que no es un factor de riesgo sino un efecto propio del diagnóstico. En conclusión, la enfermedad se manifiesta año a año con tasas de positividad cada vez más bajas. El hallazgo de factores de riesgo cuya asociación es estadísticamente significativa, explicaría la persistencia de la enfermedad en la región.