Original Articles Archives - Página 3 de 11 - Revista Brasileira de Ginecologia e Obstetrícia
Resumo
. ;:559-563
Identificar a gravidez como fator causador de disfunção sexual entre mulheres gestantes.
Estudo prospectivo com 225 gestantes atendidas no ambulatório de prénatal de uma universidade federal. A função sexual foi avaliada por meio do Female Sexual Function Index (FSFI), e todos os domínios foram analisados (desejo, excitação, lubrificação, orgasmo, satisfação e dor). Inicialmente, uma análise univariada da amostra foi feita. As médias para cada domínio de acordo com o risco de disfunção sexual (FSFI ≤ 26,5) foram comparadas pelo teste t de Student para amostras independentes. A força da correlação entre a disfunção sexual e todas as variáveis sociodemográficas, clínicas e comportamentais foi medida pelo teste do qui-quadrado (X2). A partir desta perspectiva, foram aferidos os odds ratios (ORs) e seus respectivos intervalos de confiança para a análise bivariada. Quaisquer valores de p inferiores a 0,05 foram considerados significativos.
Cerca de dois terços das mulheres (66,7%) mostraram sinais de risco de disfunção sexual (FSFI ≤ 26,5). Dentro destes casos, todos os domínios de disfunção sexual (desejo, excitação, lubrificação, orgasmo, satisfação e dor) foram estatisticamente significativos (p < 0,001). Os domínios mais afetados foram o desejo (2,67), a satisfação (2,71) e a excitação (2,78).
A gravidez parece ser um importante fator causador de disfunção sexual entre mulheres gestantes.
Resumo
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Identificar a gravidez como fator causador de disfunção sexual entre mulheres gestantes.
Estudo prospectivo com 225 gestantes atendidas no ambulatório de prénatal de uma universidade federal. A função sexual foi avaliada por meio do Female Sexual Function Index (FSFI), e todos os domínios foram analisados (desejo, excitação, lubrificação, orgasmo, satisfação e dor). Inicialmente, uma análise univariada da amostra foi feita. As médias para cada domínio de acordo com o risco de disfunção sexual (FSFI ≤ 26,5) foram comparadas pelo teste t de Student para amostras independentes. A força da correlação entre a disfunção sexual e todas as variáveis sociodemográficas, clínicas e comportamentais foi medida pelo teste do qui-quadrado (X2). A partir desta perspectiva, foram aferidos os odds ratios (ORs) e seus respectivos intervalos de confiança para a análise bivariada. Quaisquer valores de p inferiores a 0,05 foram considerados significativos.
Cerca de dois terços das mulheres (66,7%) mostraram sinais de risco de disfunção sexual (FSFI ≤ 26,5). Dentro destes casos, todos os domínios de disfunção sexual (desejo, excitação, lubrificação, orgasmo, satisfação e dor) foram estatisticamente significativos (p < 0,001). Os domínios mais afetados foram o desejo (2,67), a satisfação (2,71) e a excitação (2,78).
A gravidez parece ser um importante fator causador de disfunção sexual entre mulheres gestantes.
Resumo
. ;:373-380
Aplacenta traduz como o feto experimenta o ambientematerno, alémde ser a principal influência sobre o peso ao nascer (PN). Objetivo Explorar a relação entre medidas de crescimento da placenta (MCPs) e PN em uma maternidade pública.
Estudo retrospectivo observacional de 870 recém-nascidos vivos únicos na Maternidade Sardá, Universidade de Buenos Aires, Argentina, entre janeiro de 2011 e agosto de 2012 com os dados completos das MCPs. Foram avaliados dados da história clínica e obstétricamaterna, trabalho de parto e resultados neonatais, incluindomedidas da placenta derivadas dos registrosmédicos. Foramrealizadas as seguintesmediçõesmanuais da placenta: peso da placenta (PP, g), diâmetros maior e menor (cm), excentricidade, espessura (cm), forma, área (cm2), razões PN/PP e PP/PN e eficiência. Associações entre PN e MCPs foram examinadas por meio de regressão linear múltipla.
Peso ao nascer foi correlacionado com peso placentário (R2 = 0,49, p < 0,001), enquanto idade gestacional foi moderadamente correlacionada com peso placentário (R2 = 0,64, p < 0,001). Por idade gestacional, houve uma tendência positiva para a relação PP e PN/PP, mas uma relação inversa com a razão PP/PN (p < 0,001). Somente peso da placenta respondeu por 49% da variabilidade do peso ao nascer (p < 0,001), ao passo que todas as MCPs foram responsáveis por 52% (p < 0,001). Combinados, MCPs, características maternas (paridade, pré-eclâmpsia, fumo), idade gestacional e sexo explicaram 77,8% da variação do peso ao nascer (p < 0,001). Entre nascimentos pré-termo, 59% da variância do PN foi contabilizada pelas MCPs, emcomparação com44% a termo. Todas asmedidas placentárias, exceto a razão PN/PP, foram consistentemente maiores em mulheres do que em homens, mas não significativas. Índices de eficiência placentária mostraram fraca relevância clínica.
medidas confiáveis de crescimento placentário estimam 53,6% da variância do peso ao nascer, e projetamesse resultado a ummaior grau emnascimentos pré-termo do que a termo. Estes resultados contribuiriam para a compreensão da programação materno-placentária de doenças crónicas.
Resumo
. ;:373-380
Aplacenta traduz como o feto experimenta o ambientematerno, alémde ser a principal influência sobre o peso ao nascer (PN). Objetivo Explorar a relação entre medidas de crescimento da placenta (MCPs) e PN em uma maternidade pública.
Estudo retrospectivo observacional de 870 recém-nascidos vivos únicos na Maternidade Sardá, Universidade de Buenos Aires, Argentina, entre janeiro de 2011 e agosto de 2012 com os dados completos das MCPs. Foram avaliados dados da história clínica e obstétricamaterna, trabalho de parto e resultados neonatais, incluindomedidas da placenta derivadas dos registrosmédicos. Foramrealizadas as seguintesmediçõesmanuais da placenta: peso da placenta (PP, g), diâmetros maior e menor (cm), excentricidade, espessura (cm), forma, área (cm2), razões PN/PP e PP/PN e eficiência. Associações entre PN e MCPs foram examinadas por meio de regressão linear múltipla.
Peso ao nascer foi correlacionado com peso placentário (R2 = 0,49, p < 0,001), enquanto idade gestacional foi moderadamente correlacionada com peso placentário (R2 = 0,64, p < 0,001). Por idade gestacional, houve uma tendência positiva para a relação PP e PN/PP, mas uma relação inversa com a razão PP/PN (p < 0,001). Somente peso da placenta respondeu por 49% da variabilidade do peso ao nascer (p < 0,001), ao passo que todas as MCPs foram responsáveis por 52% (p < 0,001). Combinados, MCPs, características maternas (paridade, pré-eclâmpsia, fumo), idade gestacional e sexo explicaram 77,8% da variação do peso ao nascer (p < 0,001). Entre nascimentos pré-termo, 59% da variância do PN foi contabilizada pelas MCPs, emcomparação com44% a termo. Todas asmedidas placentárias, exceto a razão PN/PP, foram consistentemente maiores em mulheres do que em homens, mas não significativas. Índices de eficiência placentária mostraram fraca relevância clínica.
medidas confiáveis de crescimento placentário estimam 53,6% da variância do peso ao nascer, e projetamesse resultado a ummaior grau emnascimentos pré-termo do que a termo. Estes resultados contribuiriam para a compreensão da programação materno-placentária de doenças crónicas.
Resumo
. ;:381-390
Coorte retrospectiva de 279 mulheres com DMG reavaliadas com um teste oral de tolerância à glicose (TOTG) após a gestação. Foram analisados fatores prognósticos da gestação índice e fatores de risco para o futuro desenvolvimento de pré-diabetes (GJA ou TDG) e DM2.
Diagnosticou-se DM2 em 34 pacientes (12,2%), GJA em 58 (20,8%) e TDG em 35 (12,5%). Mulheres que evoluíram para DM2 apresentaram maior frequência de história familiar de DM2, índice de massa corporal (IMC) pré-gestacional mais elevado, menor idade gestacional, níveis superiores de glicemia de jejum e 2 horas após glicose no TOTG ao diagnóstico do DMG, hemoglobina glicada mais elevada, e uso mais frequente de insulina na gestação. História paterna de DM2 (odds ratio [OR] = 5,67; intervalo de confiança de 95% [IC95%] = 1,64-19,59; p = 0,006), glicemia de jejum do primeiro trimestre (OR = 1,07; IC95% = 1,03-1,11; p = 0,001) e o uso de insulina na gestação (OR = 15,92; IC95% = 5,54-45,71; p < 0,001) foram fatores de risco independentes para o desenvolvimento de DM2.
Houve elevada incidência de alterações no metabolismo da glicose em mulheres com DMG prévio. História familiar de DM2, IMC pré-gestacional elevado, DMG diagnosticado mais precocemente na gestação, com glicemias mais elevadas e necessidade de insulina, foram importantes fatores de risco associados à identificação precoce de mulheres com alto risco de desenvolvimento de DM2. Este conhecimento pode ser útil para o desenvolvimento de estratégias de prevenção.
Resumo
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Coorte retrospectiva de 279 mulheres com DMG reavaliadas com um teste oral de tolerância à glicose (TOTG) após a gestação. Foram analisados fatores prognósticos da gestação índice e fatores de risco para o futuro desenvolvimento de pré-diabetes (GJA ou TDG) e DM2.
Diagnosticou-se DM2 em 34 pacientes (12,2%), GJA em 58 (20,8%) e TDG em 35 (12,5%). Mulheres que evoluíram para DM2 apresentaram maior frequência de história familiar de DM2, índice de massa corporal (IMC) pré-gestacional mais elevado, menor idade gestacional, níveis superiores de glicemia de jejum e 2 horas após glicose no TOTG ao diagnóstico do DMG, hemoglobina glicada mais elevada, e uso mais frequente de insulina na gestação. História paterna de DM2 (odds ratio [OR] = 5,67; intervalo de confiança de 95% [IC95%] = 1,64-19,59; p = 0,006), glicemia de jejum do primeiro trimestre (OR = 1,07; IC95% = 1,03-1,11; p = 0,001) e o uso de insulina na gestação (OR = 15,92; IC95% = 5,54-45,71; p < 0,001) foram fatores de risco independentes para o desenvolvimento de DM2.
Houve elevada incidência de alterações no metabolismo da glicose em mulheres com DMG prévio. História familiar de DM2, IMC pré-gestacional elevado, DMG diagnosticado mais precocemente na gestação, com glicemias mais elevadas e necessidade de insulina, foram importantes fatores de risco associados à identificação precoce de mulheres com alto risco de desenvolvimento de DM2. Este conhecimento pode ser útil para o desenvolvimento de estratégias de prevenção.
Resumo
. ;:391-398
Entre outubro de 2010 e janeiro de 2012, foi realizada uma pesquisa de probabilidade por amostragem direcionada a mulheres grávidas com idade entre 15 e 49 anos, que utilizaram serviços de parto em hospitais públicos do Brasil. Os dados foram coletados a partir de relatórios pré-natais e registros hospitalares. Amostras de sangue foram coletadas e submetidas a exames de HIV. Descrevemos a prevalência da infecção pelo HIV específica de acordo com a idade e a absorção dos CPN em relação a fatores demográficos.
Das 36.713 mulheres incluídas, 35.444 (96,6%) foram submetidas a exames de HIV durante a admissão para o trabalho de parto. A prevalência global de HIV foi de 0,38% (intervalo de confiança [IC] de 95%: 0,31-0,48), e foi maior no grupo com a faixa etária entre 30 e 39 anos de idade (0,60% [0,40-0,88]), da região Sul (0,79% [0,59-1,04]), entre as mulheres com o ensino fundamental incompleto (0,63% [0,30-1,31]) ou ensino médio incompleto (0,67% [0,49-0,97]), e entre as mulheres que se identificam como asiáticas (0,94% [0,28-3,10]). A cobertura do exame de HIV durante os CPN foi de 86,6% para um exame e de 38,2% para dois exames. No geral, 98,5% das mulheres foram atendidas em pelo menos 1 consulta de CPN, 90,4% compareceram a pelo menos 4 consultas, 71% compareceram a pelo menos 6 visitas, e 51,7% receberam CPN durante o 1o trimestre. A cobertura de exames de HIV e os indicadores de captação de CPN aumentaram de forma proporcional ao aumento da idade e do nível de educação, e foram maiores na região Sudeste.
O Brasil apresenta uma prevalência de menos de 1% e cobertura praticamente universal de CPN. No entanto, as lacunas nos exames de HIV e CPN durante o primeiro trimestre representam um desafio à prevenção contra a transmissão vertical do HIV. São necessários mais esforços a fim de reduzir as disparidades regionais e sociais.
Resumo
. ;:391-398
Entre outubro de 2010 e janeiro de 2012, foi realizada uma pesquisa de probabilidade por amostragem direcionada a mulheres grávidas com idade entre 15 e 49 anos, que utilizaram serviços de parto em hospitais públicos do Brasil. Os dados foram coletados a partir de relatórios pré-natais e registros hospitalares. Amostras de sangue foram coletadas e submetidas a exames de HIV. Descrevemos a prevalência da infecção pelo HIV específica de acordo com a idade e a absorção dos CPN em relação a fatores demográficos.
Das 36.713 mulheres incluídas, 35.444 (96,6%) foram submetidas a exames de HIV durante a admissão para o trabalho de parto. A prevalência global de HIV foi de 0,38% (intervalo de confiança [IC] de 95%: 0,31-0,48), e foi maior no grupo com a faixa etária entre 30 e 39 anos de idade (0,60% [0,40-0,88]), da região Sul (0,79% [0,59-1,04]), entre as mulheres com o ensino fundamental incompleto (0,63% [0,30-1,31]) ou ensino médio incompleto (0,67% [0,49-0,97]), e entre as mulheres que se identificam como asiáticas (0,94% [0,28-3,10]). A cobertura do exame de HIV durante os CPN foi de 86,6% para um exame e de 38,2% para dois exames. No geral, 98,5% das mulheres foram atendidas em pelo menos 1 consulta de CPN, 90,4% compareceram a pelo menos 4 consultas, 71% compareceram a pelo menos 6 visitas, e 51,7% receberam CPN durante o 1o trimestre. A cobertura de exames de HIV e os indicadores de captação de CPN aumentaram de forma proporcional ao aumento da idade e do nível de educação, e foram maiores na região Sudeste.
O Brasil apresenta uma prevalência de menos de 1% e cobertura praticamente universal de CPN. No entanto, as lacunas nos exames de HIV e CPN durante o primeiro trimestre representam um desafio à prevenção contra a transmissão vertical do HIV. São necessários mais esforços a fim de reduzir as disparidades regionais e sociais.
Resumo
. ;:399-404
Foram avaliadas 152 idosas. Os instrumentos utilizados foram o Questionário Internacional de Atividade Física (IPAQ [Domínio 4]), para verificar o nível de atividade física, e a Ficha Diagnóstica, para obter dados sociodemográficos e da presença de incontinência urinária. Para os cálculos de índice de conicidade, razão cintura/estatura e percentual de gordura, mensuraram-se a massa corporal, estatura e perímetro da cintura. Utilizou-se estatística descritiva e inferencial. Os pontos de corte, sensibilidade (S) e especificidade (E) foram determinados por meio das curvas receiver operating characteristic (ROC). Adotou-se um nível de significância de 5%.
A prevalência de incontinência urinária foi de 32,2%. O ponto de corte com melhor sensibilidade e especificidade do índice de conicidade foi de 1,23 (S = 87,8; E = 35,9), da razão cintura/estatura, de 0,57 (S = 79,6; E = 45,6), e, para percentual de gordura, de 39,71 (S = 89,8; E = 42,7). A área sob a curva ROC foi de 0,666 para o índice de conicidade, 0,653 para a razão cintura/estatura, e 0,660 para o percentual de gordura.
Os pontos de corte das medidas antropométricas índice de conicidade, razão cintura/estatura e percentual de gordura indicam que essas medidas podem ser utilizadas para predizer incontinência urinária em mulheres idosas fisicamente ativas. Além disso, o percentual de gordura demonstrou ser a melhor medida para esta população.
Resumo
. ;:399-404
Foram avaliadas 152 idosas. Os instrumentos utilizados foram o Questionário Internacional de Atividade Física (IPAQ [Domínio 4]), para verificar o nível de atividade física, e a Ficha Diagnóstica, para obter dados sociodemográficos e da presença de incontinência urinária. Para os cálculos de índice de conicidade, razão cintura/estatura e percentual de gordura, mensuraram-se a massa corporal, estatura e perímetro da cintura. Utilizou-se estatística descritiva e inferencial. Os pontos de corte, sensibilidade (S) e especificidade (E) foram determinados por meio das curvas receiver operating characteristic (ROC). Adotou-se um nível de significância de 5%.
A prevalência de incontinência urinária foi de 32,2%. O ponto de corte com melhor sensibilidade e especificidade do índice de conicidade foi de 1,23 (S = 87,8; E = 35,9), da razão cintura/estatura, de 0,57 (S = 79,6; E = 45,6), e, para percentual de gordura, de 39,71 (S = 89,8; E = 42,7). A área sob a curva ROC foi de 0,666 para o índice de conicidade, 0,653 para a razão cintura/estatura, e 0,660 para o percentual de gordura.
Os pontos de corte das medidas antropométricas índice de conicidade, razão cintura/estatura e percentual de gordura indicam que essas medidas podem ser utilizadas para predizer incontinência urinária em mulheres idosas fisicamente ativas. Além disso, o percentual de gordura demonstrou ser a melhor medida para esta população.
Resumo
. ;:405-411
Objetivamos avaliar a segurança, eficácia e desfechos cirúrgicos da via laparoscópica e vaginal combinadas para a correção do prolapso feitos por dois cirurgiões.
Um estudo retrospectivo com análise de prontuário foi realizado em todos os pacientes (n =135) que foram submetidos a correção de prolapso apical de fevereiro de 2009 a dezembro de 2012 de maneira concomitante por um laparoscopista e um uroginecologista. Dados demográficos (idade, índice de massa corporal [IMC], raça, número de gestações e partos) e cirúrgicos (perda sanguínea estimada, tempo operatório, complicações intraoperatórias, taxas de readmissão e reoperação, e presença de infecção pós-operatória) foram analisados.
Operfil da paciente operada era pertencente à pós-menopausa (58,91%), ser multípara (paridade média =2,49) e com sobrepeso (IMC médio =27,71). Aproximadamente 20% havia feito cirurgia prévia para prolapso. O procedimento cirúrgico mais realizado foi a histerectomia supracervical laparoscópica (HSL) com sacrocervicopexia (59,6%); o reparo vaginal mais encontrado foi o para defeito de compartimento posterior (78,68%). O tempo operatório mediano foi de 149 minutos (82-302), e a perda sanguínea estimada foi de 100 ml (10-530). Cinco complicações pós-operatórias, cinco readmissões e quatro reoperações foram encontradas. A realização de uma histerectomia em concomitância aos demais procedimentos não afetou os desfechos cirúrgicos ou anatômicos.
O reparo combinado do prolapso pela via laparoscópica e vaginal por dois cirurgiões em concomitância aparenta ser uma opção eficiente para o manejo operatório.
Resumo
. ;:405-411
Objetivamos avaliar a segurança, eficácia e desfechos cirúrgicos da via laparoscópica e vaginal combinadas para a correção do prolapso feitos por dois cirurgiões.
Um estudo retrospectivo com análise de prontuário foi realizado em todos os pacientes (n =135) que foram submetidos a correção de prolapso apical de fevereiro de 2009 a dezembro de 2012 de maneira concomitante por um laparoscopista e um uroginecologista. Dados demográficos (idade, índice de massa corporal [IMC], raça, número de gestações e partos) e cirúrgicos (perda sanguínea estimada, tempo operatório, complicações intraoperatórias, taxas de readmissão e reoperação, e presença de infecção pós-operatória) foram analisados.
Operfil da paciente operada era pertencente à pós-menopausa (58,91%), ser multípara (paridade média =2,49) e com sobrepeso (IMC médio =27,71). Aproximadamente 20% havia feito cirurgia prévia para prolapso. O procedimento cirúrgico mais realizado foi a histerectomia supracervical laparoscópica (HSL) com sacrocervicopexia (59,6%); o reparo vaginal mais encontrado foi o para defeito de compartimento posterior (78,68%). O tempo operatório mediano foi de 149 minutos (82-302), e a perda sanguínea estimada foi de 100 ml (10-530). Cinco complicações pós-operatórias, cinco readmissões e quatro reoperações foram encontradas. A realização de uma histerectomia em concomitância aos demais procedimentos não afetou os desfechos cirúrgicos ou anatômicos.
O reparo combinado do prolapso pela via laparoscópica e vaginal por dois cirurgiões em concomitância aparenta ser uma opção eficiente para o manejo operatório.
Resumo
. ;:164-169
Resumo
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Resumo
. ;:170-176
Avaliar se o maior diâmetro do cisto é útil para a classificação ultrassonográfica BI-RADS de nódulos mamários predominantemente sólidos, com forma oval, margens circunscritas e maior eixo paralelo à pele que, exceto pela presença do componente cístico, seriam classificados como provavelmente benignos.
Este estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética local. De março de 2009 a agosto de 2014, 170 nódulos mamários de 164 mulheres foram prospectivamente biópsiados. As medidas do maior diâmetro do maior cisto e do maior diâmetro do nódulo foram agrupados de acordo com os diagnósticos histopatológicos. O teste t de Student, a regressão linear e a área sob a curva ROC (AUC) foram utilizados para a avaliação estatística.
O exame histopatológico revelou 143 (84%) nódulos benignos e 27 (16%) nódulos malignos. A média da medida do maior diâmetro dos nódulos foi maior entre os nódulos malignos (média desvio padrão, 34,1 16,6 mm) do que nos nódulos benignos (24,7 16,7 mm) (p < 0,008). A média do maior diâmetro do maior cisto também foi maior entre os nódulos malignos (9,9 7,1 mm) do que nos nódulos benignos (4,6 3,6 mm) (p < 0,001). A concordância entre as medidas dos maiores diâmetros dos nódulos e do maior diâmetro do maior cisto foi baixa (R2 = 0,26). A AUC do maior diâmetro do maior cisto (0,78) foi semelhante à AUC do maior diâmetro do nódulo (0,69) (p = 0,2). Os maiores diâmetros dos maiores cistos medindo < 3; 3 e < 11; e 11 mm tiveram um valor preditivo positivo de 0, 15 e 52%, respectivamente.
Componentes císticos < 3 mm identificados dentro de nódulos mamários que apresentam as demais características provavelmente benignas podem ser considerados clinicamente irrelevantes na caracterização ultrassonográfica. Por outro lado, nódulos que apresentam um componente cístico medindo 3 mm devem ser classificadas na categoria BI-RADS-US 4.
Resumo
. ;:170-176
Avaliar se o maior diâmetro do cisto é útil para a classificação ultrassonográfica BI-RADS de nódulos mamários predominantemente sólidos, com forma oval, margens circunscritas e maior eixo paralelo à pele que, exceto pela presença do componente cístico, seriam classificados como provavelmente benignos.
Este estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética local. De março de 2009 a agosto de 2014, 170 nódulos mamários de 164 mulheres foram prospectivamente biópsiados. As medidas do maior diâmetro do maior cisto e do maior diâmetro do nódulo foram agrupados de acordo com os diagnósticos histopatológicos. O teste t de Student, a regressão linear e a área sob a curva ROC (AUC) foram utilizados para a avaliação estatística.
O exame histopatológico revelou 143 (84%) nódulos benignos e 27 (16%) nódulos malignos. A média da medida do maior diâmetro dos nódulos foi maior entre os nódulos malignos (média desvio padrão, 34,1 16,6 mm) do que nos nódulos benignos (24,7 16,7 mm) (p < 0,008). A média do maior diâmetro do maior cisto também foi maior entre os nódulos malignos (9,9 7,1 mm) do que nos nódulos benignos (4,6 3,6 mm) (p < 0,001). A concordância entre as medidas dos maiores diâmetros dos nódulos e do maior diâmetro do maior cisto foi baixa (R2 = 0,26). A AUC do maior diâmetro do maior cisto (0,78) foi semelhante à AUC do maior diâmetro do nódulo (0,69) (p = 0,2). Os maiores diâmetros dos maiores cistos medindo < 3; 3 e < 11; e 11 mm tiveram um valor preditivo positivo de 0, 15 e 52%, respectivamente.
Componentes císticos < 3 mm identificados dentro de nódulos mamários que apresentam as demais características provavelmente benignas podem ser considerados clinicamente irrelevantes na caracterização ultrassonográfica. Por outro lado, nódulos que apresentam um componente cístico medindo 3 mm devem ser classificadas na categoria BI-RADS-US 4.
