A determinação dos números de indivíduos mínimos necessários na experimentação genética

The main object of the present paper consists in giving formulas and methods which enable us to determine the minimum number of repetitions or of individuals necessary to garantee some extent the success of an experiment. The theoretical basis of all processes consists essentially in the following. Knowing the frequency of the desired p and of the non desired ovents q we may calculate the frequency of all possi- ble combinations, to be expected in n repetitions, by expanding the binomium (p-+q)n. Determining which of these combinations we want to avoid we calculate their total frequency, selecting the value of the exponent n of the binomium in such a way that this total frequency is equal or smaller than the accepted limit of precision n/pª{ 1/n1 (q/p)n + 1/(n-1)| (q/p)n-1 + 1/ 2!(n-2)| (q/p)n-2 + 1/3(n-3) (q/p)n-3... < Plim - -(1b) There does not exist an absolute limit of precision since its value depends not only upon psychological factors in our judgement, but is at the same sime a function of the number of repetitions For this reasen y have proposed (1,56) two relative values, one equal to 1-5n as the lowest value of probability and the other equal to 1-10n as the highest value of improbability, leaving between them what may be called the "region of doubt However these formulas cannot be applied in our case since this number n is just the unknown quantity. Thus we have to use, instead of the more exact values of these two formulas, the conventional limits of P.lim equal to 0,05 (Precision 5%), equal to 0,01 (Precision 1%, and to 0,001 (Precision P, 1%). The binominal formula as explained above (cf. formula 1, pg. 85), however is of rather limited applicability owing to the excessive calculus necessary, and we have thus to procure approximations as substitutes. We may use, without loss of precision, the following approximations: a) The normal or Gaussean distribution when the expected frequency p has any value between 0,1 and 0,9, and when n is at least superior to ten. b) The Poisson distribution when the expected frequecy p is smaller than 0,1. Tables V to VII show for some special cases that these approximations are very satisfactory. The praticai solution of the following problems, stated in the introduction can now be given: A) What is the minimum number of repititions necessary in order to avoid that any one of a treatments, varieties etc. may be accidentally always the best, on the best and second best, or the first, second, and third best or finally one of the n beat treatments, varieties etc. Using the first term of the binomium, we have the following equation for n: n = log Riim / log (m:) = log Riim / log.m - log a --------------(5) B) What is the minimun number of individuals necessary in 01der that a ceratin type, expected with the frequency p, may appaer at least in one, two, three or a=m+1 individuals. 1) For p between 0,1 and 0,9 and using the Gaussean approximation we have: on - ó. p (1-p) n - a -1.m b= δ. 1-p /p e c = m/p } -------------------(7) n = b + b² + 4 c/ 2 n´ = 1/p n cor = n + n' ---------- (8) We have to use the correction n' when p has a value between 0,25 and 0,75. The greek letters delta represents in the present esse the unilateral limits of the Gaussean distribution for the three conventional limits of precision : 1,64; 2,33; and 3,09 respectively. h we are only interested in having at least one individual, and m becomes equal to zero, the formula reduces to : c= m/p o para a = 1 a = { b + b²}² = b² = δ2 1- p /p }-----------------(9) n = 1/p n (cor) = n + n´ 2) If p is smaller than 0,1 we may use table 1 in order to find the mean m of a Poisson distribution and determine. n = m: p C) Which is the minimun number of individuals necessary for distinguishing two frequencies p1 and p2? 1) When pl and p2 are values between 0,1 and 0,9 we have: n = { δ p1 ( 1-pi) + p2) / p2 (1 - p2) n= 1/p1-p2 }------------ (13) n (cor) We have again to use the unilateral limits of the Gaussean distribution. The correction n' should be used if at least one of the valors pl or p2 has a value between 0,25 and 0,75. A more complicated formula may be used in cases where whe want to increase the precision : n (p1 - p2) δ { p1 (1- p2 ) / n= m δ = δ p1 ( 1 - p1) + p2 ( 1 - p2) c= m / p1 - p2 n = { b2 + 4 4 c }2 }--------- (14) n = 1/ p1 - p2 2) When both pl and p2 are smaller than 0,1 we determine the quocient (pl-r-p2) and procure the corresponding number m2 of a Poisson distribution in table 2. The value n is found by the equation : n = mg /p2 ------------- (15) D) What is the minimun number necessary for distinguishing three or more frequencies, p2 p1 p3. If the frequecies pl p2 p3 are values between 0,1 e 0,9 we have to solve the individual equations and sue the higest value of n thus determined : n 1.2 = {δ p1 (1 - p1) / p1 - p2 }² = Fiim n 1.2 = { δ p1 ( 1 - p1) + p1 ( 1 - p1) }² } -- (16) Delta represents now the bilateral limits of the : Gaussean distrioution : 1,96-2,58-3,29. 2) No table was prepared for the relatively rare cases of a comparison of threes or more frequencies below 0,1 and in such cases extremely high numbers would be required. E) A process is given which serves to solve two problemr of informatory nature : a) if a special type appears in n individuals with a frequency p(obs), what may be the corresponding ideal value of p(esp), or; b) if we study samples of n in diviuals and expect a certain type with a frequency p(esp) what may be the extreme limits of p(obs) in individual farmlies ? I.) If we are dealing with values between 0,1 and 0,9 we may use table 3. To solve the first question we select the respective horizontal line for p(obs) and determine which column corresponds to our value of n and find the respective value of p(esp) by interpolating between columns. In order to solve the second problem we start with the respective column for p(esp) and find the horizontal line for the given value of n either diretly or by approximation and by interpolation. 2) For frequencies smaller than 0,1 we have to use table 4 and transform the fractions p(esp) and p(obs) in numbers of Poisson series by multiplication with n. Tn order to solve the first broblem, we verify in which line the lower Poisson limit is equal to m(obs) and transform the corresponding value of m into frequecy p(esp) by dividing through n. The observed frequency may thus be a chance deviate of any value between 0,0... and the values given by dividing the value of m in the table by n. In the second case we transform first the expectation p(esp) into a value of m and procure in the horizontal line, corresponding to m(esp) the extreme values om m which than must be transformed, by dividing through n into values of p(obs). F) Partial and progressive tests may be recomended in all cases where there is lack of material or where the loss of time is less importent than the cost of large scale experiments since in many cases the minimun number necessary to garantee the results within the limits of precision is rather large. One should not forget that the minimun number really represents at the same time a maximun number, necessary only if one takes into consideration essentially the disfavorable variations, but smaller numbers may frequently already satisfactory results. For instance, by definition, we know that a frequecy of p means that we expect one individual in every total o(f1-p). If there were no chance variations, this number (1- p) will be suficient. and if there were favorable variations a smaller number still may yield one individual of the desired type. r.nus trusting to luck, one may start the experiment with numbers, smaller than the minimun calculated according to the formulas given above, and increase the total untill the desired result is obtained and this may well b ebefore the "minimum number" is reached. Some concrete examples of this partial or progressive procedure are given from our genetical experiments with maize.

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).

Estudo sobre a Alimentação Mineral do algodoeiro I: marcha da absorpção do macronutrientes (Nota prévia)

Cotton (variety I. A. C. 11) was grown on a sandy soil under two treatments, namely: (1) NPK + lime and (2) no fertilizers. Three weeks after planting a systematic sampling of entire plants was done every other week. In the laboratory determinations of dry weight were made and afterwards the various plant partes were submitted to chemical analyses, nitrogen (N), phosphorus (P), potassium (K), calcium (Ca), magnesium (Mg), and sulfur (S) being determined. The aim of this work was to obtain information on the periods in which the absorption of the several macronutrients was more intense, this providing a clue for time of application of certain mineral fertilizers. Data obtained hereby allowed for the following main conclusions. The initial rate of growth of the cotton plant, judged by the determinations of dry weight, is rather slow. Seven weeks after planting and again five weeks two distinct periods of rapid growth take place. The uptake of macronutrients is rather small until the first flowers show up. From there on the absorption of minerals is intensified. From the time in which fruits are being formed to full maturity, the crop draws from the soil nearly 75 percent of the total amount of elements required to complet life cycle. This seams to point out the need for late dressings of fertilizers, particularly of those containing N and K. The following amounts of element in Kg/ha were absorbed by the fertilized plants: N - 83.2 P - 8.1 K - 65.5 Ca - 61.7 Mg - 12.8 and S - 33.2. The three major macronutrients, namely, N. P and K are exported as seed cotton in the following proportions with respect to the total amounts taken up by the entire crop: N - 1/3, P - 1/2 and K - 1/3.

Nutrição mineral das plantas ornamentais: III. absorção de nutrientes pela rainha Margarida (Callestephus chinensis)

No sentido de aquilatar a extração dos macro e micronutrientes, com exceção do Cl e Mo, aliada ao crescimento da planta, amostragens de rainha margarida (Callestephus chinensis) foram executadas aos 0, 18, 34, 46, 59 e 77 dias após o transplante. As plantas foram divididas em raiz, caule, folhas, botões florais, flores analisadas para N, R, K, Ca, Mg, S, B, Cu, Fe, Mn e Zn. Observou-se que o crescimento da rainha margarida é contínuo, acentuando-se após os 59 dias de transplante. O teor porcentual dos nutrientes aos 34-46 dias, na matéria seca, oscilou em torno de 4,09% - 4,40% para N; 0,44% - 0,46% para P; 1,65% - 3,19% para K; 1,01% - 1,10% para Ca; 0,34% - 0,45% para Mg; 0,42% - 0,43% para S. Para os micronutrientes os valores encontrados, na mesma época, foram em ppm: B - 23-36; Cu - 18-20; Fe - 105-150; Mn - 115-135; Zn - 64-111. Uma planta de rainha-margarida aos 77 dias contem: 2.049,9 mg de N; 212,5 mg de P; 2.496,6 mg de K; 915,7 mg de Ca; 356,6 mg de Mg; 159,1 mg de S; 2.140 ug de B; 3.070 ug de Cu; 17.142 ug de Fe; 6.946 ug de Mn; 3.931 ug de Zn.

Nutrição mineral do cajueiro (Anacardium occidentale L.): III - absorção de nutrientes - nota prévia

Na presente nota prévia os autores apresentam os primeiros dados acerca da extração e exportação de nutrientes através do cajueiro a partir de 1 a 14 anos de idade. As plantas foram colhidas de uma plantação localizada no Município de Terezinha, BA, situadas em um latossolo de baixa fertilidade, exceto em K. As plantas foram pesadas e analisadas para N, P, K, Ca, Mg, S, B, Cu, Fe, Mn e Zn. Constataram os autores que o cajueiro cresce continuamente até aos 14 anos. Uma árvore aos 10 anos de idade contém: N- 1,5 kg; P- 0,2 kg; K- 1,1 kg; Ca-0,2 kg;Mg-0,3 kg; S- 0,1 kg; B- 4,0 g;Cu-1,4 g;Fe- 2,0 g;Mn- 7,8 g;Zn- 2,6 g. Aquilataram os autores que a exportação de nutrientes através de 1 kg de frutos é a seguinte: N- 13,9 g; P- 1,3 g; K- 6,2 g; Ca- 0,3 g; Mg- 1,3 g; S- 0,5 g; B-18,5 mg; Cu-16,2 mg; Fe- 36,9 mg; Mn-13,2 mg. Finalmente observaram que a concentração de N, Mg, S, Cu, Fe e Zn não varia nas folhas em função da idade da planta; sendo que a concentração em P, K, Ca, B e Mn varia com a idade da planta.

Nutrição mineral da seringueira: I - Crescimento e recrutamento de macronutrientes no período de quatro anos pelo clone Fx 3864 na região de Rio Branco, AC

Com o objetivo de obter dados referentes ao crescimento e concentração e acúmulo de macronutrientes em função da idade da planta, foram coleta das amostras de folhas, galhos secos, ponta e base de galhos primários, e ponta, meio e base do tronco de plantas de seringueira clone Fx 3864 com 1,0 a 4,0 anos de idade em plantações situadas sobre Latossol Vermelho-Amarelo textura argilosa na área da BONAL S.A., localizada na região de Rio Branco, AC. Os resultados obtidos mostraram que: - O maior incremento no crescimento ocorreu a partir do terceiro ano. - As maiores concentrações de nutrientes, ocorreram nas folhas. - A extração de nutrientes pela seringueira, por hectare, no quarto ano, foi a seguinte: N - 24, 54 kg, P - 1,82 kg, Ca - 11,07 kg, Mg - 5,29 kg, S - 1,88 kg, - região do Amazonas. - A extração total de macronutrientes pelo sistema, em ordem decrescente: N K Ca Mg S P.

Sobre a composição mineral do aguapé (Eichornia crassipes)

Tendo em vista a utilização do aguapé como adubo verde foram feitas determinações de macronutrientes (N, P, K, Ca, Mg, S) e de micronutrientes (B, Cl, Co, Cu, Fe, Mn, Mo, Ni, Zn) nas raízes, caules e folhas de amostras colhidas na zona rural de Ourofino, MG. Verificou-se que 1kg da planta inteira possui as seguintes quantidades de nutrientes: N-10,3g, P-1,6, K-49,0, Ca-25,8, Mg-10,5 e S-3,3; B-25mg, C@-10436mg, Co-l,9mg, Cu-10,2mg, Fe-8969mg, Mn-1415mg, Mo-2,3mg, Ni-4,0mg e Zn-41,6mg. Fez-se uma comparação entre os nutrientes contidos no aguapé e no esterco de curral e discute-se o seu possível uso como adubo verde, fonte de matéria orgânica e de minerais.

Produtividade de peixes em um riacho costeiro da bacia do Leste, Rio de Janeiro, Brasil

As taxas de produção (P) e biomassa (B) de duas espécies de peixes de riacho foram estudadas em sete localidades da bacia de drenagem do rio Ubatiba, considerando-se dois ciclos anuais com índices de pluviosidade contrastantes. Com o objetivo de testar correlações potenciais entre P, B e o Índice de Heterogeneidade Ambiental (IHA) de cada localidade foram utilizadas correlações simples, que não revelaram diferenças significativas (p<0,01). O padrão espacial de P indicou que as taxas de produção de ambas as espécies foram marcadamente homogêneas nas localidades de estudo, mas foram reduzidas quando comparadas com as espécies de peixes de riacho da região Holártica. Os valores médios de P e B de Astyanax hastatus Myers, 1928 foram: Pchuvoso = 14,0 kg.ha-1.ano-1, Pseco = 24,4 kg.ha-1.ano-1 e Bchuvoso = 7,3 kg.ha-1, Bseco = 12,2 kg.ha-1, com valores significativamente superiores durante o ano seco (t (B)= 2,41; p = 0,03 e t (P)= 2,28; p = 0,04). Apesar de ter apresentado tendência semelhante à registrada para A. hastatus, os valores de P e B de Geophagus brasiliensis (Quoy & Gaimardi, 1824) não se mostraram significativamente diferentes (t (B) = 1,5; p = 0,16 e t (P) = 1,75; p = 0,11) entre os anos de estudo, sendo Pchuvoso = 25,2 kg.ha-1.ano-1, Pseco = 53,2 kg.ha-1.ano-1 e Bchuvoso = 16,6 kg.ha-1, Bseco = 29,7 kg.ha-1. As reduções de P durante o ano de maior pluviosidade foram de 57% e 47% para A. hastatus e G. brasiliensis, respectivamente. Os valores médios da relação P/B mostraram tendência a redução em relação ao aumento de tamanho dos indivíduos de ambas as espécies.

Fatores com influência sobre saúde e conforto de operários em indústria gráfica

O estudo complementa outro, recentemente publicado e que versou, especialmente, sobre as condições de segurança dos operários, em uma grande indústria gráfica, com exame pormenorizado da frequência e causas de acidentes de trabalho, entre eles ocorridos. No presente estudo, adstrito à finalidade de revistar, na mesma indústria. fatores com influência sobre a saúde e o conforto dos operários, os A. A. estendem-se, primeiramente, sobre as condições físicas da atmosfera das diversas oficinas, aquilatadas não só através de inquérito local, visando o insolamento, sistema de ventilação, existência de fontes produtoras de calor, como também através de determinações de temperaturas efetivas e, subsidiàriamente, dos índices fornecidos por práticas de catatermometria sêca e molhada. Indicam os A. A. providências para melhorar a situação de conforto uma vez que as referidas condições físicas da atmosfera nem sempre se mostraram das mais satisfatórias. Fazem referência a causas presentes ou potenciais de poluição atmosférica. E, dando de começo particular relevo às fontes produtoras de poerias e fumos de chumbo nas oficinas de Composição, Fundição, Linotipia e Estereotipia, aludem, desde logo, como fator importante desta poluição, às práticas de limpeza de máquinas e locais, em que se trabalha com liga contendo aquele metal. Revistam como se processa tal limpeza na I. N. e propõem várias correções. Além dessas práticas de limpeza, focalizam, com detalhes, outras oportunidades em que pode haver passagem ao ar dos fumos de sub-óxido de chumbo: a) possivelmente, durante o funcionamento normal de máquinas que trabalham com a liga metálica, sobretudo quando são as temperaturas alcançadas inferiores às que - graças à formação de uma película à superfície do material em estado de fusão - já asseguram obstáculo (na verdade progressivamente crescente) à passagem do tóxico à atmosfera; b) nìtidamente, quando é agitado esse material, como sucede, se não forem alimentadas automáticamente essas máquinas; c)ainda, se não for feito, ao menos em ambiente fechado, o transporte da liga em fusão para os diversos moldes. Embora não dispuzessem, para uma investigação completa, de aparelhamento moderno para coleta de amostras que permitissem a dosagem do chumbo no ar, procuraram os A. A. ter uma visão atual e retrospectiva da possivel ocorrência de saturnismo entre os operários da I.N., através da perquirição, em uma amostra de 113 operários que vinham lidando com o chumbo, do seguinte grupo de sintomas e sinais: orla gengival de Burton, anorexia, nauseas, sabor metálico, constipação, dor epigástrica, cólica intestinal forte, palidez, insônia, cefaléia, tremor e fraqueza dos extensoes antibraquiais, aferida esta pela técnica recomendada por Vigdortschick. Conquanto não tenha sido possivel precisar, exatamente, a época da ocorrência dos sintomas, não deixou de chamar a atenção o fato de, em cotejo com outra amostra de 43 operários não expostos, evidenciar o exame da situação em globo, pelo teste do x², que a exposição ao chumbo teria provavelmente acarretado, para aqueles 113 operários, um conjunto significativo de sintomas e sinais, embora nem todos eles, quando considerados isoladamente, parecessem denunciar associação presente ou passada com a referida exposição. Convindo fazer mais luz sobre o assunto, recorreram os A. A. a prova de laboratório. E, depois de aludirem a várias das que têm sido mais preconizadas, para ao menos indicarem anormalidade na absorção de chumbo, dão as razões por que se deixaram ficar com a dosagem de chumbo na urina. Assinalam os cuidados que tiveram para colheita das amostras individuais de urina (de 100 a 200 ml), na impossibilidade de fazer dosagem em todo o volume eliminado nas 24 horas. Adotaram, para as rferidas análises, o método que empega a ditizona, descrito por Bambach e Burkey, respeitadas todas as exigências referentes à pureza dos reativos, qualidade e limpeza da vidraria e utilizando, para a determinação final de chumbo, o fotômetro de Pulfrich com filtro S 50 e cuba de 20 mm; sempre usaram, ademais, solução padrão de ditizona devidamente calibrada, juntando, a cada série de especimes de urinas examinadas, um tesemunho de água bi-distilada. Os resultados das análises em duas amostras de operários (47 expostos e 27 não expostos ao chumbo) deram médias de eliminação de chumbo (expressas em y por 100 ml) respectivamente de 9,30 ± 0,86 e 5,70 ± 0,75 com os desvios padrões de 5,92 e 3,92. O teste de t, empregado para averiguar se era ou não real a diferença entre as duas médias observadas, deu valor significativo (2,804) mesmo para P = 1%. Um exame mais detido da atividade profissional dos operários, que figuravam nas duas amostras, também escolhidas ao acaso, revelou porém que, tanto em um como no outro grupo, havia alguns que, fora do horário normal de serviço na I.N., exerciam trabalho em oficinas gráficas particulares. Foram assim organizados, para maior precisão, três grupos: a) dos operários expostos ao chumbo, dentro e fora da I.N.; b) dos expostos apenas na I.N.; c) dos não expostos ao tóxico profissional. Comportavam esses grupos, respectivamente 13,29 e 23 operários. Ainda o teste de t revlou diferenças significativas entre as médias de chumbo eliminado na urina (11,66 7,74 e 5,20 y, respectivamente, nos três grupos), quando comparadas a primeira com a segunda; e uma e outracom a terceira. Tomando como termo de referência dados de Kehoe - 10y em 100 ml de urina como taxa média a marcar o limite de segurança para operários expostos ao chumbo, desde que os valores individuais não excedam frequentemente 15y e só raramente 20y (1% nas suas observações) - concluem os A. A. que, para os operários da I.N., só aí em contacto com o tóxico, a taxa média de eliminação mostrou-se relativamente próxima do limiar de segurança, com a agravante de se ter cota acima de 20y em 7% dos operários; parece, assim, recomendavel certo cuidado com esses operários. E, por mais forte razão, para os outros, expostos ao chumbo...

Candidate gene analysis of ocular toxoplasmosis in Brazil: evidence for a role for toll-like receptor 9 (TLR9)

Toxoplasma gondii infection is an important mediator of ocular disease in Brazil more frequently than reported from elsewhere. Infection and pathology are characterized by a strong proinflammatory response which in mice is triggered by interaction of the parasite with the toll-like receptor (TLR)/MyD88 pathway. A powerful way to identify the role of TLRs in humans is to determine whether polymorphisms at these loci influence susceptibility to T. gondii-mediated pathologies. Here we report on a small family-based study (60 families; 68 affected offspring) undertaken in Brazil which was powered for large effect sizes using single nucleotide polymorphisms with minor alleles frequencies > 0.3. Of markers in TLR2, TLR5 and TLR9 that met these criteria, we found an association Family Based Association Tests [(FBAT) Z score = 4.232; p = 1.5 x 10-5; p corrected = 1.2 x 10-4] between the C allele (frequency = 0.424; odds ratio = 7; 95% confidence interval 1.6-30.8) of rs352140 at TLR9 and toxoplasmic retinochoroiditis in Brazil. This supports the hypothesis that direct interaction between T. gondii and TLR9 may trigger proinflammatory responses that lead to severe pathologies such as the ocular disease that is associated with this infection in Brazil.

Multiple cytokine expression profiles reveal immune-based differences in occult hepatitis B genotype H-infected Mexican Nahua patients

A high prevalence of occult hepatitis B (OHB) genotype H infections has been observed in the native Mexican Nahua population. In addition, a low incidence of hepatitis B virus (HBV)-associated hepatocellular carcinoma has been described in Mexico. The immune response to infection among OHB-infected patients has been poorly evaluated in vivo. Therefore, we assessed the expression profiles of 23 cytokines in OHB genotype H-infected Nahua patients. A total of 41 sera samples from natives of the Nahua community were retrospectively analysed. Based on their HBV antibody profiles, patients were stratified into two groups: OHB patients (n = 21) and patients that had recovered from HBV infection (n = 20). Herein, we report distinctive cytokines profiles in OHB-infected individuals. Compared to healthy controls (n = 20) and patients who resolved HBV infection, OHB-infected patients displayed an increase in interleukin (IL)-2 secretion in addition to a characteristic inflammation profile (decrease in IL-8 and tumour necrosis factor-alpha levels and increased levels of tumour growth factor-beta). IL-15 and interferon-gamma levels were reduced in OHB-infected individuals when compared to those patients who resolved HBV infection. In contrast, OHB patients showed an increase in monocyte chemoattractant protein (MCP)-1 and MCP-2 compared to healthy controls and patients who resolved HBV infection. These findings suggest that cytokine expression can influence the severity of OHB disease and could lead to new investigation into the treatment of liver and other infectious diseases.

Ocorrência e prejuízos da cefaleia em estudantes universitárias de enfermagem

O estudo teve como objetivos verificar a ocorrência de cefaleia como a principal dor e caracterizar essa experiência e o prejuízo causado por ela nas atividades cotidianas de estudantes universitárias de enfermagem. Trata-se de um estudo transversal, realizado na Faculdade de Enfermagem da Universidade Federal de Goiás, Goiânia, GO, Brasil, de maio a junho de 2008, com 203 estudantes, (idade média de 21 anos; d.p.=1,8), 48,5% da classe econômica A. A cefaleia foi a principal dor para 34,5% das universitárias; de forte intensidade; descrita como latejante (74,3%), pontada (62,9%) e enjoada (55,7%); com episódios à tarde (52,9%), com duração de algumas horas do dia (51,4%). Os fatores relacionados ao início da dor foram: os estudos (17,1%) e o estresse (11,4 %) e as atividades mais prejudicadas: a capacidade de concentração (84,3%) e o humor (84,3%) (p<0,05). A cefaleia é menos frequente nesta população comparada a estudos realizados em outros países e prejudica as atividades cotidianas das universitárias.

O efeito protetor do bicarbonato de sódio na nefropatia induzida por contraste radiológico em ratos

Contrastes radiológicos iodados - CI são causa de lesão renal aguda - LRA. Avaliar o efeito renoprotetor do bicarbonato de sódio (Bic) sobre a função renal (clearance de creatinina, Jaffé, Clcr-ml/min/100g) e o perfil oxidativo (excreção de peróxidos, PU e de malondealdeído urinários, FOX-2 e TBARs, nmol/mgCr ) em ratos com CI. Ratos machos adultos Wistar, 250-300g, tratados 1x/dia, por 5 dias, foram divididos nos grupos: Salina (solução salina 0,9%, 3ml/kg/dia, intraperitoneal-i.p.); CI (ioxitalamato de meglumina e sódio, 3ml/kg, i.p); Bic+Salina (Bic 3ml/kg, i.p, 1 hora antes e 1 hora depois da Salina); Bic+CI (Bic 3ml/kg, i.p, 1 hora antes e 1 hora depois do CI). CI induziu LRA e o Bic confirmou seu efeito renoprotetor antioxidante (Clcr/TBARs/PU Salina: 0,59±0,03/0,11±0,02/1,29±0,24 vs Bic+Salina 0,58±0,03/0,13±0,02/1,32±0,64 vs CI 0,22±0,02A/0,19±0,02A/4,77±0, 24A vs Bic+CI 0,51±0,04B/0,13±0,3B/1,80± 0,04B, A/B p<0,05). O Bic confirmou efeito protetor na LRA por CI, podendo ser considerado como possibilidade terapêutica para pacientes submetidos a CI.