SELEÇÃO DE CARACTERES CORRELACIONADOS EM CUBIU (Solatium sessiliflorum Dunal) EMPREGANDO A ANÁLISE DE TRILHA

Vinte e nove populações naturais de cubiu (Solatium sessiliflorum Dunal) da coleção do Programa de Melhoramento Genético de Hortaliças do Instituto Nacional de Pesquisas da Amazônia-INPA, foram avaliadas na região Nordeste do Brasil. O experimento foi conduzido na Estação Experimental da Empresa Pernambucana de Pesquisa Agropecuária-IPA, em Vitória de Santo Antão, Estado de Pernambuco. Adotou-se o delineamento experimental em blocos casualizados com 4 repetições. A unidade experimental foi constituída de uma área de 7,5m2 contendo 5 plantas úteis. Coletaram-se dados referentes ao diâmetro do caule (DC), altura da planta (AP), área da folha (AF), largura do fruto (LF), comprimento do fruto (CF), número de lóculos (NL), espessura da polpa (EP),número total médio de frutos por planta (NMF), peso médio dos frutos (PMF), peso total de frutos (PEF) e teor de sólidos solúveis totais (BRIX). Empregou-se a Analise de Trilha para desdobrar os coeficientes de correlação genotíptea, e observar a inlfuência dos efeitos destes caracteres, na produção de frutos de cubiu. Verificou-se que o maior número de associações positiva e significativa entre os pares de caracteres avaliados ocorreu com a espessura da polpa (EP). A Análise de Trilha desenvolvida sobre os dez caracteres, mostrou que o número total médio de frutos por planta (NMF) e a espessura da polpa (EP) foram os caracteres que mais influenciaram direta e positivamente sobre a produção estimada de frutos de cubiu.

Suco de açaí (Euterpe oleracea Mart.): avaliação microbiológica, tratamento térmico e vida de prateleira

Um dos principais problemas enfrentados quando da elaboração do suco de açaí é a contaminação por microrganismos, oriundas de problemas técnicos e higiênico-sanitários durante o processamento. Objetivando a erradicação desta microbiota no suco de açaí foram testados os processos de pasteurização e fervura em diferentes temperaturas e tempos e avaliou-se a vida de prateleira. Os sucos foram armazenados sob congelamento a -18 ºC por 120 dias e avaliados mensalmente quanto às características microbiológicas e físico-químicas. Os resultados microbiológicos do açaí in natura demonstraram elevada contaminação por coliformes totais (> 100 NMP/ml) e fecais (> 110 NMP/ml), bolores e leveduras (> 300 UFC/ml). A pasteurização a 90ºC por cinco minutos e fervura por um minuto demonstraram eficiência na erradicação dos microrganismos, manutenção das características sensoriais e conservação do suco de açaí por 120 dias a -18 ºC.

Avaliação espermática pós-descongelamento em tambaqui, Colossoma macropomum (Cuvier, 1818)

Este estudo testa procedimentos de congelamento do sêmen de tambaqui, Colossoma macropomum , e eficiência na fertilização de ovócitos. Sêmen de um reprodutor induzido hormonalmente foi amostrado e armazenado em tubos de ensaio. O material foi diluído em soluções crioprotetoras (dimetilacetamida [DMA], dimetilsulfóxido [DMSO], metanol, propilenoglicol e etilenoglicol) (proporção de 1:3; sêmen:diluente), e submetido a procedimentos de rotina de congelamento. A motilidade foi avaliada antes e depois deste procedimento. Testes de fertilização foram feitos com o sêmen criopreservado. A motilidade pré-congelamento foi de 80% e após o congelamento foi de 20-25% para propilenoglicol e etilenoglicol, 5-10% para DMSO e 5% para DMA e metanol. A fertilização foi de 76% e 88% para propilenoglicol e etilenoglicol, respectivamente.

Avaliação da contratilidade segmentar na doença de Chagas utilizando a integral do gradiente intramiocárdico de velocidade (strain miocárdico) obtida pela ecocardiografia com Doppler tecidual

OBJETIVO: Quantificar o percentual de contratilidade dos diversos segmentos miocárdicos, em portadores de doença de Chagas, através da medida do strain miocárdico e verificar diferenças na função contrátil radial e longitudinal ventricular entre as formas indeterminada e dilatada da miocardiopatia chagásica crônica quando comparadas a um grupo de indivíduos normais. MÉTODOS: Foram estudados 39 indivíduos, 20 (51,3%) do sexo masculino divididos em quatro grupos: Nl: 17 (43,6%) indivíduos normais; Ind: 7 (17,9%) portadores de doença de Chagas forma indeterminada; C1, 7 (17,9%) portadores de doença de Chagas forma crônica com fração de ejeção < 50% e C2: 8 (20,5%) portadores de doença de Chagas forma crônica com fração de ejeção > 50%. Após realização de ecocardiograma basal foram registradas as imagem em Doppler tecidual para a medida do strain miocárdico nos diversos segmentos aos cortes paraesternais, longitudinal e transversal, e apicais, de duas e quatro câmaras. RESULTADOS E CONCLUSÃO: O percentual de contração dos diversos segmentos miocárdicos, tanto em seu componente radial quanto longitudinal é maior nos indivíduos normais do que em portadores da forma crônica da doença de Chagas e naqueles com a forma indeterminada da doença quando comparado com chagásicos crônicos com FE < 50%. A contratilidade radial do ventrículo esquerdo é maior que a longitudinal nos três grupos (Nl, Ind e Crônico). Os dados apresentados nos permitem propor um caráter progressivo do acometimento miocárdico em portadores da doença de Chagas.

Bloqueio completo do ramo esquerdo esforço-induzido: prevalência e prognóstico

FUNDAMENTO: O bloqueio completo do ramo esquerdo esforço-induzido (BCRE E-I) é um achado infrequente ao teste de exercício e sua prevalência e significado prognóstico não são claros. OBJETIVO: Avaliar de forma longitudinal a prevalência e o significado prognóstico do BCRE E-I em homens americanos veteranos de guerra. MÉTODOS: Avaliamos 9.623 pacientes que realizaram ergometria em esteira (TE) entre 1987 e 2007. Os desfechos foram comparados entre aqueles com TE NL, os com BCRE E-I e os que apresentaram Dep ST anormal. A mortalidade e a causa das mortes foram identificadas de forma cega para os resultados do TE. RESULTADOS: Nesta coorte prospectiva, 6922 indivíduos apresentaram TE NL (57,2 ± 11,4 anos), 1.739 apresentaram Dep ST anormal (62,7 ± 9,8 anos) e 38 casos de BCRE E-I foram identificados (65,2 ± 11,9 anos). A prevalência do BCRE E-I foi 0,38%. Após 8,8 anos, ocorreram 1.699 mortes por todas as causas e 610 mortes cardiovasculares (CV). Doença arterial coronária e insuficiência cardíaca foram mais prevalentes nos pacientes com BCRE E-I. Pacientes com BCRE E-I tiveram razão de azar de 2,37 (p = 0,002) para mortalidade por todas as causas, mas a mesma não foi significativa quando ajustada para idade ou quando a mortalidade cardiovascular foi o desfecho avaliado. CONCLUSÃO: BCRE E-I é um achado raro. Indivíduos com BCRE E-I apresentam maior mortalidade por todas as causas quando comparados aqueles com TE NL. No entanto, tal fato é explicado por esses pacientes serem significativamente mais velhos e por apresentarem mais enfermidades cardiovasculares associadas.

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.

Análise da variação qualitativa em amostras pequenas

Na aplicação do X2-teste devemos distinguir dois casos : Á) Quando as classes de variáveis são caracterizadas por freqüências esperadas entre p = 0,1 e p = 0,9, podemos aplicar o X2-teste praticamente sem restrição. É talvez aconselhável, mas não absolutamente necessário limitar o teste aos casos nos quais a freqüência esperada é pelo menos igual a 5. e porisso incluimos na Táboa II os limites da variação de dois binômios ( 1/2 + 1/2)n ( 1/4 + 3/4)n para valo r es pequenos de N e nos três limites convencionais de precisão : ,5%, 1% e 0,1%. Neste caso, os valores dos X2 Índividuais têm apenas valor limitado e devemos sempre tomar em consideração principalmente o X2 total. O valor para cada X2 individual pode ser calculado porqualquer das expressôe seguintes: x2 = (f obs - f esp)²> f. esp = ( f obs - pn)2 pn = ( f obs% - p)2.N p% (100 - p%) O delta-teste dá o mesmo resultado estatístico como o X2-teste com duas classes, sendo o valor do X2-total algébricamente igual ao quadrado do valor de delta. Assim pode ser mais fácil às vezes calcular o X2 total como quadrado do desvio relativo da. variação alternativa : x² = ( f obs -pn)² p. (1-p)N = ( f obs - p %)2.N p% (100 - p%) B) Quando há classes com freqüência esperada menor do que p = 0,1, podemos analisar os seus valores individuais de X2, e desprezar o valor X2 para as classes com p maior do que 0,9. O X2-teste, todavia, pode agora ser aplicado apenas, quando a freqüência esperada for pelo menos igual ou maior do que 5 ou melhor ainda, igual ou maior do que 10. Quando a freqüência esperada for menor do que 5, a variação das freqüências observadas segue uma distribuição de Poisson, não sendo possível a sua substituição pela aproximação Gausseana. A táboa I dá os limites da variação da série de Poisson para freqüências esperadas (em números) desde 0,001 até 15. A vantagem do emprego da nova táboa I para a comparação, classe por classe, entre distribuições esperadas e observadas é explicada num exemplo concreto. Por meio desta táboa obtemos informações muito mais detablhadas do que pelo X2-teste devido ao fato que neste último temos que reunir as classes nas extremidades das distribuições até que a freqüência esperada atinja pelo menos o valor 5. Incluimos como complemento uma táboa dos limites X2, pára 1 até 30 graus de liberdade, tirada de um outro trabalho recente (BRIEGER, 1946). Para valores maiores de graus da liberdade, podemos calcular os limites por dois processos: Podemos usar uma solução dada por Fischer: √ 2 X² -√ 2 nf = delta Devem ser aplicados os limites unilaterais da distribuição de Gauss : 5%:1, 64; 1%:2,32; 0,1%:3,09: Uma outra solução podemos obter segundo BRIEGER (1946) calculando o valor: √ x² / nf = teta X nf = teta e procurando os limites nas táboas para limites unilaterais de distribuições de Fischer, com nl = nf(X2); n2 = inf; (BRIEGER, 1946).

Preliminary results on the effects of CD40/CD40L interactions and SAC-induction on IFN-gamma expression in human schistosomiasis

In this communication the authors analyzed the pattern of expression of IFN-gamma as a surrogate type 1 response in different clinical forms of schistosomiasis in response to stimulation involving T-cell dependent and T-cell independent pathways, to investigate which pathways were functional in human schistosomiasis, and to further characterize the nature of Th1 response impairment in this parasitic disease.

Prevalence of human papillomavirus types in women with pre-neoplastic and neoplastic cervical lesions in the Federal District of Brazil

As a contribution to the public health authorities in planning prophylactic and therapeutic vaccine strategies, we describe the prevalence of human papillomavirus (HPV) types in women presenting abnormal cytological results in Pap smear screening tests in the Federal District, Central Brazil. We studied 129 cervical scraping samples from women whose cytological tests showed either pre-neoplastic or neoplastic lesions. Amplification of HPV DNA was performed by polymerase chain reaction using consensus primers MY09 and MY11 followed by identification of isolates by restriction fragment length polymorphism. We detected HPV DNA in 62% of the samples, including HPV-16 in 43.8%, HPV-58 in 12.5%, HPV-31 in 10%, HPV-53 in 6.3%, each of HPV-18 and HPV-33 in 3.8% of the isolates. Other types (HPV-35, -52, -66, -CP8304, -6, -11, and -CP8061) were less frequent (= or < 2.5% each). The prevalence of HPV-58 was relatively higher in this population than in data in South America, but similar to results obtained in other studies in Latin America, Europe, and Eastern Asia. Case-control studies need to be carried out to establish the association between the prevalence of HPV types specially the less frequent high-risk types and cervical cancer.

Prevalence of human papillomavirus type 16 variants in the Federal District, Central Brazil

We report the prevalence of human papillomavirus type 16 (HPV-16) variants in women with cervical lesions from the Federal District, Central Brazil. We analyzed 34 HPV-16 samples, identifying the sequence variations of E6 and L1 genes and correlating variant frequency with disease status. The most prevalent HPV-16 variant was the European (50%), followed by Asian-American (41.2%), African-1 (5.9%), and African-2 (2.9%). European and non-European variants appeared in equal frequencies among the cytological types of lesions - atypical squamous or glandular cells of undetermined significance, cytological alterations suggesting HPV infection, cervical intraepithelial neoplasias, squamous cell carcinoma, and adenocarcinoma.

Antiretroviral resistance and genetic diversity of human immunodeficiency virus type 1 isolates from the Federal District, Central Brazil

In the context of universal access to antiretroviral therapy, the surveillance of human immunodeficiency virus type 1 (HIV-1) genetic diversity and resistance becomes pivotal. In this work our purpose was to describe the genetic variability; prevalence of drug-resistance mutations; and genotypic resistance profiles in HIV-1 infected individuals under antiretroviral treatment, from the Federal District, Brasília, Central Brazil. The entire viral protease and codons 19 to 234 of the reverse transcriptase gene from 45 HIV-1 isolates were amplified and sequenced for subtyping and genotyping. By phylogenetic analysis, 96% of the samples clustered with subtype B and the remaining 4% with HIV-1 subtype F sequences. One major protease inhibitor resistance-associated mutation, I50V, was detected in 38% of the samples. Minor mutations were also found at the protease gene: L10I/V (7%), K20M (2%), M36I (11%), L63P (20%), A71T (2%), and V77I (7%). Many mutations associated with reduced susceptibility to nucleoside or non-nucleoside reverse transcriptase inhibitors were detected: M41L (11%), E44D (4%), D67N (11%), T69D (2%), K70R (11%), L74V (2%), L100I (4%), K103N (18%), V118I (9%), Y181C (11%), M184V (18%), G190A (4%), T215Y (4%), and K219E (4%). This study has shown that 84% of the studied population from the Federal District, showing evidences of therapy failure, presented viral genomic mutations associated with drug resistance. The main antiretrovirals to which this population showed resistance were the PI amprenavir (38%), the NNRTIs delavirdine, nevirapine (31%), and efavirenz (24%), and the NRTIs lamivudine (18%), abacavir, and zidovudine (13%).

Hepatitis C virus genotypes in blood donors from the Federal District, Central Brazil

The objective of this study was to characterize hepatitis C virus (HCV) genotypes in blood donors from the Federal District, Central Brazil, and to compare HCV screening by serological assays and reverse transcriptase polymerase chain reaction (RT-PCR). Plasma samples from 57 individuals with reactive or indeterminate results in serological anti-HCV screening assays (ELISA or EIA) were tested for HCV RNA by RT-PCR. The results from a confirmatory LIA serological assay were also evaluated. The 5' non-coding region of the HCV genome was amplified from 41 PCR positive samples (71.9%), which were further characterized by nucleotide sequencing analysis. Of these, 60.9% were of HCV genotype 1 and 39.1% of genotype 3.

Preliminar evaluation of cytokines in the hepatitis C-schistosomiasis co-infection

Evaluation of hepatic fibrosis is usually performed by histopathological examination of biopsies. However, this is an invasive and potentially dangerous procedure. Several studies have proposed serum biological markers of hepatic fibrosis. This communication evaluates the use of serum cytokines as markers of hepatic fibrosis in hepatitis C, schistosomiasis, and co-infection.

Treatment of human acute schistosomiasis with oxamniquine induces an increase in interferon-gamma response to Schistosoma mansoni antigens

Patients with acute schistosomiasis were studied before and after oxamniquine treatment. They had been exposed to cercariae 5 to 9 weeks before, and presented compatible clinical manifestations, eosinophilia, and high levels of total IgE. Interferon-gamma (IFN-gamma) and interleukin-4 were measured by ELISA in whole blood samples under soluble egg antigen or soluble adult worm preparation stimulation. After treatment, the reduction of leukocytosis and eosinophilia were not significant, but total IgE levels decreased significantly, in contrast to IFN-gamma levels that were significantly increased. The oxamniquine treatment of acute schistosomiasis patients is followed by an improvement of a Th1 response in vitro. If this response has a protective aspect is unknown, and some investigations need to be realized.

Perimicrovillar membrane assembly: the fate of phospholipids synthesised by the midgut of Rhodnius prolixus

In this study, we describe the fate of fatty acids that are incorporated from the lumen by the posterior midgut epithelium of Rhodnius prolixus and the biosynthesis of lipids. We also demonstrate that neutral lipids (NL) are transferred to the haemolymphatic lipophorin (Lp) and that phospholipids remain in the tissue in which they are organised into perimicrovillar membranes (PMMs). 3H-palmitic acid added at the luminal side of isolated midguts of R. prolixus females was readily absorbed and was used to synthesise phospholipids (80%) and NL (20%). The highest incorporation of 3H-palmitic acid was on the first day after a blood meal. The amounts of diacylglycerol (DG) and triacylglycerol synthesised by the tissue decreased in the presence of Lp in the incubation medium. The metabolic fates of 3H-lipids synthesised by the posterior midgut were followed and it was observed that DG was the major lipid released to Lp particles. However, the majority of phospholipids were not transferred to Lp, but remained in the tissue. The phospholipids that were synthesised and accumulated in the posterior midgut were found to be associated with Rhodnius luminal contents as structural components of PMMs.