Ecological aspects of mosquitoes (Diptera: Culicidae) in the gallery forest of Brasilia National Park, Brazil, with an emphasis on potential vectors of yellow fever

Introduction We analyzed the vertical and monthly distributions of culicid species in the gallery forest of Brasília National Park, with an emphasis on the potential vectors of yellow fever (YF). Methods Between September 2010 and August 2011, mosquitoes were captured on the ground and in the canopy of the forest for five consecutive days per month, from nine to 15 hours. The mosquitoes were examined to verify natural infection with flaviviruses by isolation in Aedes albopictus Skuse, 1864 cells followed by indirect immunofluorescence. Results We identified 2,677 culicids distributed in 29 species. Most of the mosquitoes were captured at ground level (69%) during the rainy season (86%). The most abundant species were Sabethes (Sabethes) albiprivus Theobald, 1903; Limatus durhamii Theobald, 1901; Haemagogus (Conopostegus) leucocelaenus Dyar & Shannon, 1924; Haemagogus (Haemagogus) janthinomys Dyar, 1921; Aedes (Ochlerotatus) scapularis Rondani, 1848; Psorophora (Janthinosoma) ferox Von Humboldt, 1819; and Aedes (Ochlerotatus) serratus Theobald, 1901. Limatus durhamii, Limatus durhamii, Psorophora ferox, Aedes scapularis and Aedes serratus showed significant differences (p<0.05) in their habitat use. Limatus durhamii was found more often in the canopy, unlike the other species. During the rainy season, the most abundant species were Sa. albiprivus, Haemagogus leucocelaenus and Limatus durhamii. During the dry season, the potential YF vectors exhibited a very low frequency and abundance, except Aedes scapularis and Aedes serratus. No flavivirus was detected in the 2,677 examined mosquitoes. Conclusions We recommend continued and systematic entomological monitoring in areas vulnerable to the transmission of YF in the Federal District of Brazil.

A história da maconha no Brasil

A história da maconha no Brasil tem seu início com a própria descoberta do país. A maconha é uma planta exótica, ou seja, não é natural do Brasil. Foi trazida para cá pelos escravos negros, daí a sua denominação de fumo-de-Angola. O seu uso disseminou-se rapidamente entre os negros escravos e nossos índios, que passaram a cultivá-la. Séculos mais tarde, com a popularização da planta entre intelectuais franceses e médicos ingleses do exército imperial na Índia, ela passou a ser considerada em nosso meio um excelente medicamento indicado para muitos males. A demonização da maconha no Brasil iniciou-se na década de 1920 e, na II Conferência Internacional do Ópio, em 1924, em Genebra, o delegado brasileiro Dr. Pernambuco afirmou para as delegações de 45 outros países: "a maconha é mais perigosa que o ópio". Apesar das tentativas anteriores, no século XIX e princípios do século XX, a perseguição policial aos usuários de maconha somente se fez constante e enérgica a partir da década de 1930, possivelmente como resultante da decisão da II Conferência Internacional do Ópio. O primeiro levantamento domiciliar brasileiro sobre consumo de psicotrópicos, realizado em 2001, mostrou que 6,7% da população consultada já havia experimentado maconha pelo menos uma vez na vida (lifetime use), o que significa dizer que alguns milhões de brasileiros poderiam ser acusados e condenados à prisão por tal ofensa à presente lei. No presente, um projeto de lei foi aprovado no Congresso Nacional propondo a transformação da pena de reclusão por uso/posse de drogas (inclusive maconha) em medidas administrativas.

A ação dos gens gametofíticos com referência especial ao milho

1) The first part deals with the different processes which may complicate Mendelian segregation and which may be classified into three groups, according to BRIEGER (1937b) : a) Instability of genes, b) Abnormal segregation due to distur- bances during the meiotic divisions, c) obscured segregation, after a perfectly normal meiosis, caused by elimination or during the gonophase (gametophyte in higher plants), or during zygophase (sporophyte). Without entering into detail, it is emphasized that all the above mentioned complications in the segregation of some genes may be caused by the action of other genes. Thus in maize, the instability of the Al factor is observed only when the gene dt is presente in the homozygous conditions (RHOADES 1938). In another case, still under observation in Piracicaba, an instability is observed in Mirabilis with regard to two pairs of alleles both controlling flower color. Several cases are known, especially in corn, where recessive genes, when homozigous, affect the course of meiosis, causing asynapsis (asyndesis) (BEADLE AND MC CLINTOCK 1928, BEADLE 1930), sticky chromosomes (BEADLE 1932), supermunmerary divisions (BEADLE 1931). The most extreme case of an obscured segregatiou is represented by the action of the S factors in self stetrile plants. An additional proof of EAST AND MANGELSDORF (1925) genetic formula of self sterility has been contributed by the studies on Jinked factors in Nicotina (BRIEGER AND MANGELSDORF (1926) and Antirrhinum (BRIEGER 1930, 1935), In cases of a incomplete competition and selection between pollen tubes, studies of linked indicator-genes are indispensable in the genetic analysis, since it is impossible to analyse the factors for gametophyte competition by direct aproach. 2) The flower structure of corn is explained, and stated that the particularites of floral biology make maize an excellent object for the study of gametophyte factors. Since only one pollen tube per ovule may accomplish fertilization, the competition is always extremely strong, as compared with other species possessing multi-ovulate ovaries. The lenght of the silk permitts the study of pollen tube competitions over a varying distance. Finally the genetic analysis of grains characters (endosperm and aleoron) simpliflen the experimental work considerably, by allowing the accumulation of large numbers for statistical treatment. 3) The four methods for analyzing the naturing of pollen tube competition are discussed, following BRIEGER (1930). Of these the first three are: a) polinization with a small number of pollen grains, b) polinization at different times and c) cut- ting the style after the faster tubes have passe dand before the slower tubes have reached the point where the stigma will be cut. d) The fourth method, alteration of the distatice over which competition takes place, has been applied largely in corn. The basic conceptions underlying this process, are illustrated in Fig. 3. While BRINK (1925) and MANGELSDORF (1929) applied pollen at different levels on the silks, the remaining authors (JONES, 1922, MANGELSDORF 1929, BRIEGER, at al. 1938) have used a different process. The pollen was applied as usual, after removing the main part of the silks, but the ears were divided transversally into halves or quarters before counting. The experiments showed generally an increase in the intensity of competition when there was increase of the distance over which they had to travel. Only MANGELSDORF found an interesting exception. When the distance became extreme, the initially slower tubes seemed to become finally the faster ones. 4) Methods of genetic and statistical analysis are discussed, following chiefly BRIEGER (1937a and 1937b). A formula is given to determine the intensity of ellimination in three point experiments. 5) The few facts are cited which give some indication about the physiological mechanism of gametophyte competition. They are four in number a) the growth rate depends-only on the action of gametophyte factors; b) there is an interaction between the conductive tissue of the stigma or style and the pollen tubes, mainly in self-sterile plants; c) after self-pollination necrosis starts in the tissue of the stigma, in some orchids after F. MÜLLER (1867); d) in pollon mixtures there is an inhibitory interaction between two types of pollen and the female tissue; Gossypium according to BALLS (1911), KEARNEY 1923, 1928, KEARNEY AND HARRISON (1924). A more complete discussion is found in BRIEGER 1930). 6) A list of the gametophyte factors so far localized in corn is given. CHROMOSOME IV Ga 1 : MANGELSDORF AND JONES (1925), EMERSON 1934). Ga 4 : BRIEGER (1945b). Sp 1 : MANGELSDORF (1931), SINGLETON AND MANGELSDORF (1940), BRIEGER (1945a). CHROMOSOME V Ga 2 : BRIEGER (1937a). CHROMOSOME VI BRIEGER, TIDBURY AND TSENG (1938) found indications of a gametophyte factor altering the segregation of yellow endosperm y1. CHROMOSOME IX Ga 3 : BRIEGER, TIDBURY AND TSENG (1938). While the competition in these six cases is essentially determined by one pair of factors, the degree of elimination may be variable, as shown for Ga2 (BRIEGER, 1937), for Ga4 (BRIEGER 1945a) and for Spl (SINGLETON AND MANGELSDORF 1940, BRIEGER 1945b). The action of a gametophyte factor altering the segregation of waxy (perhaps Ga3) is increased by the presence of the sul factor which thus acts as a modifier (BRINCK AND BURNHAM 1927). A polyfactorial case of gametophyte competition has been found by JONES (1922) and analysed by DEMEREC (1929) in rice pop corn which rejects the pollen tubes of other types of corn. Preference for selfing or for brothers-sister mating and partial elimination of other pollen tubes has been described by BRIEGER (1936). 7) HARLAND'S (1943) very ingenious idea is discussed to use pollen tube factors in applied genetics in order to build up an obstacle to natural crossing as a consequence of the rapid pollen tube growth after selfing. Unfortunately, HARLAND could not obtain the experimental proof of the praticability of his idea, during his experiments on selection for minor modifiers for pollen tube grouth in cotton. In maize it should be possible to employ gametophyte factors to build up lines with preference for crossing, though the method should hardly be of any practical advantage.

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.

Microhabitats de mosquitos (Diptera, Culicidae) em internódios de taquara na Mata Atlântica, Paraná, Brasil

During two consecutive years, from January 1985 to December 1986, a comparative study of mosquitoes preferences for breeding habitat was carried out in the Atlantic Forest of the Serra do Mar, Paraná State, Brazil. To achieve it, 1875 bamboo internodes aligned vertically in live green, bamboo plants Merostachys speciosa Munro and Merostachys sp. were used, in which metabolic water was exuded from the plant itself, and presenting different size/pattern holes at their lateral walls, bored by the local sylvan fauna. Another group of 1200 individual internode traps was used as comparative element, carved out with a transversal cut by a saw, filled with local stream water and held in branches at different heights in the vegetal strata nearby. At both microhabitat types, a total of 17 culicid species was registered. Culex (Microculex) neglectus Lutz, 1904, Cx. (Carrollia) soperi Antunes & Lane, 1937, Sabethes (Sabethes) batesi Lane & Cerqueira, 1942 and Sa. (Sabethinus) melanonymphe (Dyar, 1924)colonized exclusively live plant internodes, while Culex (Microculex) elongatus Rozeboom & Lane, 1950, Cx. (Carrollia) iridescens (Lutz, 1905), Cx. (Carrollia) kompi Valencia,1973and Trichoprosopon (Trichoprosopon) soaresi Dyar & Knab, 1907 bred only in internode traps. The remaining nine species colonized both habitats indistinctly. Quantitatively, was detected the abundance of 60.1% at live green internodes, against 39.9% for internode traps. Concerning the different patterns of bored live internode holes, 40.3% of the total computed specimens were collected in square or rectangular holes, 31.9% in two hole internodes, one minute circular, the other wider, and the remaining 28.8% of specimens distributed in other pattern type internodes. The mosquitoes breeding at these microhabitats fall in the culicid entomofauna specialized at locating and detecting peculiar and propitious mesogen conditions for breeding purposes.

Catelanus and Fusimorphus (Coleoptera, Elateridae, Agrypninae)

The historical review and the diagnosis for the monotypical genera Catelanus Fleutiaux, 1942 and Fusimorphus Fleutiaux, 1942 are presented. Catelanus trilineatus (Castelnau, 1836) and Fusimorphus submetallicus (Fleutiaux, 1924) are redescribed and illustrated and new diagnostic characters are raised up. The historical review and the discussion on the remainder Neotropical genera of Hemirhipini are also included.

Abundance and species composition of planktonic Ciliophora from the wastewater discharge zone in the Bahía Blanca Estuary, Argentina

The specific composition and abundance variation of the ciliate community from a wastewater discharge zone in the Bahía Blanca estuary, Argentina, were studied all throughout a year, from June 1995 to May 1996. The polluted area exhibited high values of particulate organic matter and nutrients, particularly phosphates. Aloricate ciliates were represented by 15 species belonging to the genera Strombidium Claparède & Lachmann, 1859; Strombidinopsis Kent, 1881; Cyrtostrombidium Lynn & Gilron, 1993; Strobilidium Schewiakoff, 1983; Lohmmanniella Leegaard, 1915 and Tontonia Fauré-Fremiet, 1914. Tintinnids were represented by nine species belonging to the genera Tintinnidium Kent, 1881, Tintinnopsis Stein, 1867 and Codonellopsis Jörgensen, 1924. The total abundance of aloricate ciliates reached a peak of 1,800 ind. 1-1 and the total abundance of tintinnids reached a peak of 9,400 ind. 1-1. Tintinnidium balechi Barría de Cao, 1981 was the most abundant ciliate in the community. Considerations on the presence and abundance of ciliates are made in relation to physicochemical and biochemical parameters.

Capacidade reprodutiva de Bothrops jararaca (Serpentes, Viperidae)

The relationship between female body size and egg number was examined in the snake Bothrops jararaca (Wied, 1924). Some authors have demonstrated that the estimated clutch size may be affected by the inclusion or exclusion of dead neonates or non-developed eggs. The reproductive system of 254 mature females newly arrived from nature was examined and 29.55% (n=75) had eggs in the oviducts in different stages of embryonic development. The presence of atresic eggs was observed in 34.5% of those females. A significant difference was observed in the number of eggs in the right and left oviducts (t=9.48, P<0.001), but not in the number of atresic eggs (t=1.110, P=0.278). The correlation of female body size and egg number was greater when all, the normal and atresic eggs were considered (r=0.63, P<0.001). The exclusion of atresic eggs from the clutch size decreased slightly this correlation (r=0.54, P<0.001).

Alterações na ictiocenose do rio Forqueta em função da instalação da Pequena Central Hidrelétrica Salto Forqueta, Putinga, Rio Grande do Sul

Este estudo teve como objetivo verificar alterações na taxocenose de peixes devido à instalação da Pequena Central Hidrelétrica Salto Forqueta no curso do rio Forqueta. A área de estudo localiza-se na bacia hidrográfica do rio Taquari, entre os municípios de Putinga (margem esquerda do rio) e São José do Herval (margem direita do rio). O estudo abrangeu quatro etapas: Etapa I - dez/2000 a fev/2002 (anterior ao represamento), Etapa II - dez/2002 a jan/2004 (primeiro ano subseqüente ao represamento), Etapa III - maio/2004 a abr/2005 (segundo ano após o represamento) e Etapa IV - maio/2005 a jul/2006 (terceiro ano após o represamento). As amostragens foram realizadas com redes de espera de malhas diversas. Foram registradas 28 espécies na Etapa I, 21 espécies na Etapa II, 19 espécies na Etapa III e 18 espécies na Etapa IV, sendo que as maiores taxas de abundância nas quatro etapas de monitoramento variaram entre as espécies Astyanax spp., Hemiancistrus punctulatus Cardoso & Malabarba, 1999, Steindachnerina biornata (Pearson, 1924), Oligosarcus jenynsii (Günther, 1864) e Geophagus brasiliensis (Quoy & Gaimard, 1824). Verificaram-se diversas alterações na ictiocenose local, porém, as alterações não se mostraram estatisticamente significativas.

Nopyllus, a new South American Drassodinae spider genus (Araneae, Gnaphosidae)

Nopyllus gen. nov. is proposed to include Apopyllus isabelae Brescovit & Lise, 1993 and Nopyllus vicente sp. nov. from southern Brazil. Nopyllus gen. nov. is close to Apodrassodes Vellard, 1924 and Apopyllus Platnick & Shadab, 1984, can be distinguished from both genera by the absence of a dorsal abdominal scutum in males, the absence of a median apophysis on bulb, the curved, narrow and reniform cymbium, and by the presence of a very conspicuous cymbial basal projection.