Functional Capacity of Patients with Pacemaker Due to Isolated Congenital Atrioventricular Block

Background:Isolated congenital atrioventricular block (CAVB) is a rare condition with multiple clinical outcomes. Ventricular remodeling can occur in approximately 10% of the patients after pacemaker (PM) implantation.Objectives:To assess the functional capacity of children and young adults with isolated CAVB and chronic pacing of the right ventricle (RV) and evaluate its correlation with predictors of ventricular remodeling.Methods:This cross-sectional study used a cohort of patients with isolated CAVB and RV pacing for over a year. The subjects underwent clinical and echocardiographic evaluation. Functional capacity was assessed using the six-minute walk test. Chi-square test, Fisher's exact test, and Pearson correlation coefficient were used, considering a significance level of 5%.Results:A total of 61 individuals were evaluated between March 2010 and December 2013, of which 67.2% were women, aged between 7 and 41 years, who were using PMs for 13.5 ± 6.3 years. The percentage of ventricular pacing was 97.9 ± 4.1%, and the duration of the paced QRS complex was 153.7 ± 19.1 ms. Majority of the subjects (95.1%) were asymptomatic and did not use any medication. The mean distance walked was 546.9 ± 76.2 meters and was strongly correlated with the predicted distance (r = 0.907, p = 0.001) but not with risk factors for ventricular remodeling. (Arq Bras Cardiol. 2014; [online].ahead print, PP.0-0)Conclusions:The functional capacity of isolated CAVB patients with chronic RV pacing was satisfactory but did not correlate with risk factors for ventricular remodeling.

Myocardial Scintigraphy in the Evaluation of Cardiac Events in Patients without Typical Symptoms

AbstractBackground:Cardiovascular disease is a leading cause of death in the world and in Brazil. Myocardial scintigraphy is an important noninvasive method for detecting ischemia in symptomatic patients, but its use in asymptomatic ones or those with atypical symptoms is yet to be defined.Objective:To verify the presence of major cardiac events in asymptomatic patients or those with atypical symptoms (atypical chest pain or dyspnea) that underwent myocardial scintigraphy (MS), over a period of 8 years. Secondary objectives were to identify cardiac risk factors associated with myocardial scintigraphy abnormalities and possible predictors for major cardiac events in this group.Methods:This was a retrospective, observational study using the medical records of 892 patients that underwent myocardial scintigraphy between 2005 and 2011 and who were followed until 2013 for assessment of major cardiac events and risk factors associated with myocardial scintigraphy abnormalities. Statistical analysis was performed by Fisher’s exact test, logistic regression and Kaplan-Meyer survival curves, with statistical significance being set at p ≤ 0.05.Results:Of the total sample, 52.1% were men, 86.9% were hypertensive, 72.4% had hyperlipidemia, 33.6% were diabetic, and 12.2% were smokers; 44.5% had known coronary artery disease; and 70% had high Framingham score, 21.8% had moderate and 8% had low risk. Of the myocardial scintigraphies, 58.6% were normal, 26.1% suggestive of fibrosis and 15.3% suggestive of ischemia. At evolution, 13 patients (1.5%) had non-fatal myocardial infarction and six individuals (0.7%) died. The group with normal myocardial scintigraphy showed longer period of time free of major cardiac events, non-fatal myocardial infarction (p = 0.036) and death. Fibrosis in the myocardial scintigraphy determined a 2.4-fold increased risk of non-fatal myocardial infarction and five-fold higher risk of death (odds ratio: 2.4 and 5.7, respectively; p = 0.043).Conclusion:The occurrence of major cardiac events in 8 years was small. Patients with fibrosis at MS had more major events, whereas patients with normal MS result had fewer major cardiac events, with higher survival.

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.

Estudo da distribuição dos pontos de máximo ou de mínimo de equações de regressão de segundo grau

Sabe-se que é comum usar-se a regressão quadrática (Y = a.r² + bX -f- c) para determinar a dose econômica de adubação. O ponto de máximo ou de mínimo será X = - - b/2c , onde b e c possuem distribuição normal. X Teste trabalho cogita-se de estudar a distribuição gerada pelo quociente de duas variáveis pertencentes a uma distribuição normal. Calcularam-se as estatísticas γ1 e γ2 de Fisher, e a elas se aplicou a prova de t. Também se obtiveram os momentos 3.° e 4.°. Os resultados obtidos mostram que na maioria dos casos a distribuição de X se afasta muito da normal.

Cerambycidae (Coleoptera) da Colômbia: I. Eburiini (Cerambycinae)

New records added to the Colombian fauna: Susuacanga unicolor (Bates, 1870), Opades costipennis (Buquet, 1844), Eburodacrys havanensis Chevrolat, 1862, E. granipennis Gounelle, 1909, E. moruna Martins, 1997, E. nemorivaga Gounelle, 1909, E. pilicornis Fisher, 1944. New species described: Pantomallus martinezi, from Cundinamarca and Meta and Beraba inermis, from Cundinamarca.

Abundance of Conepatus chinga (Carnivora, Mephitidae) and other medium-sized mammals in grasslands of southern Brazil

Between January 2007 and December 2010, the abundance of medium-sized mammals was studied, with special focus on the Molina's hog-nosed skunk, Conepatus chinga (Molina, 1782), at four locations in southern Brazil. In this study, transect line methodology was used to obtain data for Distance Analyses. Transects were traveled by car at night, searching with spotlights along the edges of secondary roads in agricultural landscapes. Along 1,811 km, we obtained 620 observations of 20 mammal species. The most common species was the exotic European hare, Lepus europaeus (Pallas, 1778); the highest abundance estimated for South America was observed in one of the study areas, where its density was estimated as 32 individuals/km². Carnivores were the most commonly recorded mammals, represented by 10 species and comprising 51% of all observations. Molina's hog-nosed skunk occurred in all study areas, but occurred in sufficient numbers to obtain density estimates in only two of the areas. We estimated 1.4 to 3.8 individuals/km², in the first density estimate made by the transect method for a member of Conepatus in the Neotropics. These values are similar to those estimated for North American species of Mephitidae. In Brazil, C. chinga is apparently more abundant in the Pampa biome than in the grasslands of the Atlantic Forest. For two other carnivores, Lycalopex gymnocercus (Fisher, 1814) and Cerdocyon thous (Linnaeus, 1766), we estimated preliminary densities that were similar to those previously cited for different regions.

Acidentes de trabalho em indústria gráfica

Os autores analisam, dentro do campo da higiene industrial, as condições sanitárias de um grande estabelecimento de artes gráficas no Rio de Janeiro — a Imprensa Nacional, o regime de trabalho aí instituído; e revistam, um a um, os processos industriais executados, especialmente atenção às causas potenciais de acidentes, que aí existem, e também àquelas cuja responsabilidade já se positivou. Ressaltam, no ponto de vista doutrinário, os diversos fatores que podem interferir na ocorrência dêsses infortúnios de trabalho; e, mostrando como tem sido superestimada a culpabilidade das máquinas, realçam a importância dos fatores individuais — idade e experiência do operário, doenças e defeitos físicos, atitude mental, constituição fisio-psicologica. Salientam como a evidência da predisposição a acidentes, que se reconheça existir, possibilita manter os operários, já em função ou pretendentes a emprego, debaixo de supervisão rigorosa; e oportuniza mesmo colocá-los melhormente, em tarefas que, no máximo, só lhes possam acarretar aciden¬tes de natureza leve. Mostram que, no período em estudo — 1942 a 1945, houve ao todo 1.123 acidentes na I.N., com o coeficiente geral de incidência de 220.3 por 1.000 operários expostos. O coeficiente de acidentes médios ou graves foi de 32 por mil, no mesmo período. Apontando ainda a descenção, no quatriênio, das curvas relativas tanto aos acidentes totais, como aos médios ou graves e aos produzidos por máquinas, dão a ver que a taxa, que retrata essa descida, é, para os primeiros, 3.5 e cêrca de 10 vêzes maior, respectivamente, que a dos acidentes por máquinas e dos médios ou graves. Mostra-se significativa a diferença, entre a tendência observada nas curvas dos acidentes em geral e dos médios ou graves; já isso, porém, não acontece, quanto à diferença entre a primeira e a dos acidentes produzidos por máquinas. De fato, sendo os valores de t respec¬tivamente, dc 2.987 e 2.333, só o primeiro fica, na tabela de Fisher, acima do nível de significância P = 5%, para v = 4 graus de liberdade (2.776). Na base dos coeficientes de incidência por 1.000 operários, em cada uma das seções da Imprensa Nacional, verifica-se terem sido eles mais elevados nas oficinas de mecânica e carpintaria e na turma de eletricidade; já quanto a oficinas pròpriamente gráficas, mostram-se mais altos os coeficientes nas de rotogravura, estereotipia e impressão. Em 8 das 14 seções, depois de baixa pronunciada do primeiro para o segundo ano e deste para o terceiro, alteou-se, no fim do período (1945), a curva de acidentes. Só na oficina mecânica, veio ela sempre em declínio. Levando em conta a severidade dos acidentes, verifica-se que, no período em estudo, os coeficientes relativos aos acidentes médios ou graves, calculados sobre 1.000 operários expostos, foram mais altos nas oficinas auxiliares de mecânica e carpintaria, seguidos, também aqui, dos ocorridos na rotogravura e estereotipia. Analisando os acidentes pelas suas causas imediatas, apontam os auto¬res ter tocado, no período e em qualquer dos quatro anos, às máquinas, a maior responsabilidade; seguiram-se-lhes os instrumentos e objetos traumatizantes, as quédas e choques. Todavia. na base do percentual dos acidentes médios ou graves sobre o total respectivo. regista-se haver contraste nítido, respeito à severidade, entre um primeiro grupo de causas de acidentes, compreendendo o esforço, os corpos estranhos (dada a sua frequente localização ocular) e os agentes causadores de queimaduras e um segundo grupo, englobando as de¬mais causas, salvo as máquinas, que ficam de permeio. A responsabilidade dos corpos estranhos e das queimaduras, como causas de acidentes de severidade, mostra o cuidado que devem merecer os recursos de proteção individual para os operários. Tabulando por meses, e na base de horas de trabalho, os acidentes ocorridos, verifica-se que a maior taxa corresponde ao verão (146.2 por 1.000 horas de trabalho), seguindo-se-lhe o outono (122.0), vindo depois o inverno e a primavera, nesta ordem. Não sendo, no Rio de Janeiro, cidade situada na zona tropical, tão nítida. como em outras de clima temperado, a diferenciação estacional, tomaram os autores para comparação os quadrimestres mais quente (dezembro a marco) e mais frio (junho a setembro), e verificaram que a taxa de acidentes no primeiro, de 136.8 por 1.000 horas de trabalho, contrasta com a relativa ao segundo período — 125.4. Levando apenas em conta os acidentes médios ou graves, não mais se aponta a diferença verificada: tocam, realmente, aos dois quadrimestres, as taxas de 17.2 e 19.7. É muito nítida, porém, a variação no pertinente aos acidentes leves - 119.6 e 105.8, sôbre os quais, segundo Osborne e Vernon, parece clara a influência da temperatura ambiente: de fato, nas verificações desses investigadores, a frequência relativa de acidentes subiu de 102 para 122, quando a temperatura ascendeu de 20°4 C a 25°2 C. No Rio de Janeiro, a temperatura media, no quadrimestre mais quente, foi dc 25°. 2 C e, no mais frio, de 20°.4 C, idênticos os valores aos dos dados de Osborne e Vernon, como pràticamente também o são as taxas de acidentes leves, aqui e ali observadas em função de tais variações. Não se mostrando de todo satisfatórios os dados de 123 das 209 fotometrias realizadas na Imprensa Nacional (59%), apontam os autores tornar-se difícil aquilatar a responsabilidade exata da deficiência de iluminamento, nos acidentes ocorridos. Salientam, todavia, que, mau grado a construção do edifício e as instalações de iluminação artificial terem sido projetadas por técnicos nesses assuntos, a verdade é que os esperados benefícios se viram prejudicados: em parte, pela colocação, nem sempre a mais satisfatória, de máquinas e operários: também, porque muitos dos pontos de luz artificial estão inaproveitados e, ainda, por não ter sido feita de maneira adequada a substituição de unidades defeituosas. Há a consignar, ademais, o descuido, por vezes grande, na limpeza dessas unidades e das superfícies transmissoras de luz natural e a ocorrência de ofuscamento para os operários em diversas situações...

Sôbre Anostomia (Ringicella) ringens (L., 1758): (Gastropoda, Pulmonata, Odontostomidae)

The Author redescribes Anostoma (Ringicella) ringens (Linnê) based on one specimen from km 92 of the Belém-Brasília road and on several specimens from Aurá, Belém, State of Pará. The male copulatory organs has a very curious constitution, being spirally coiled, not as stated by FISHER (1869).

Influence of Trypanosoma cruzi strain on the pathogenesis of chronic myocardiopathy in mice

The murine model of chronic Chaga's myocardiopathy was developed in 201 inbred and outbred mice. The experimental groups consisted of 1st: 73 inbred AKR and A/J mice inoculated with one of the following. Trypanosoma cruzi strains: Peruvian (Type I), 12 SF (Type II) or Colombian (Type III); 2nd: 128 outbred Swiss mice, chronically infected either with Type II or Type III strains isolated from human patients from different geographical areas. All T. cruzi strains were previoulsly characterized by their morphobiological behaviour in mice and by isoenzymatic patterns. For the 1st group the inoculum was 5 x 10**4 for the Peruvian strain and 1 x 10**5 for the 12 SF and Colombian strains. In the 2nd group-Swiss mice the inoculum size varied from 2 x 10**4 to 2 x 10**5. The inbred animals were killed at a 3 time-point scale (90, 180 and 240 days) post-infection. The Swiss mice were killed from 180 to 660 days after infection. The evaluation of parasitemia and serology (xeodiagnosis and indirect immunofluorescent test) was performed. The incidence of macroscopic alterations of the heart and cardiac index were evaluated. Histopathological lesions of the myocardium were graded. The influence of T. cruzi strain on the intensity of cardiac lesions was evaluated by the Chi-square test; the incidence of inflammatory lesions and its relationship to the parasite strain was evaluated by the Fisher test. The influence of the duration of infection was evaluated by using the Gamma Coefficient of Kruskal and Goodman and its measure of significance. Slight to severe microscopic alterations occurred in 85% of the chronically infected nice. There were a clear predominance on the incidence and intensity of inflammatory and fibrotic alterations for the mice infected with Type III strains. Statistical analysis has shown significant differences among the infected groups, in the inflammatory and fibrotic lesions. Macroscopic alterations (right cavities dilatation and apex aneurism of left ventricle), differed in incidence according to mice strains; in Swiss and AKR mice, significant differences were seen in mice infected with different T. cruzi strains, but the A/J mice failed to show significant differences correlated with different parasite strains. The duration of infection, from 90 to 240 days, could not be correlated with the degree of lesions in the several groups.

Esclerose de varizes do esôfago em pacientes esquistossomóticos

To assess the therapeutic possibilities of injection sclerosis in schistosomotic portal hypertension, a 5-year prospective study was conducted in northeast Brazil, where this parasitosis is endemic. Fifty patients undergoing endoscopy for upper gastrointestinal hemorrage from rupture of esophageal varices from July through December 1981 were chosen for the study. The 32 consenting patients were submitted to injection sclerotherapy paravariceally, using ethanolamine oleate; the 18 refusing to participate were assigned to the control group. The incidence of rebleeding was 28.1% in the former and 44.5% in the latter, a difference wich was not statistically significant (Fisher's test, p = 0.017). Since sclerotherapymarkedly improved the long-term survival rate of the patients, this procedure is advocated for the treatment of esophageal varices in cases of portal hypertension due to schistosomiasis.

Partial inhibition of hemocyte agglutination by Lathyrus odoratus lectin in Crassotrea virginica infected with Perkinsus marinus

Quantitative determinations of agglutination of hemocytes from oysters, Crassostrea virginica, by the Lathyrus odoratus lectin at five concentrations revealed that clumping of hemocytes from oysters infected with Perkinsus marinus is partially inhibited. Although the nature of the hemocyte surface saccharide, which is not D(+)-glucose, D(+)mannose, or alpha-methyl-D-mannoside, remains to be determined, it may be concluded that this molecule also occurs on the surface of P. marinus. It has been demonstrated that the panning technique (Ford et al. 1990) is qualitatively as effective for determining the presence of P. marinus in C. virginica as the hemolymph assay method (Gauthier & Fisher 1990).

Comparison between splenic and lymph node aspirations as sampling methods for the parasitological detection of Leishmania chagasi infection in dogs

The sensitivities of spleen and lymph node cultures for the diagnosis of canine visceral leishmaniasis were compared in 64 anti-Leishmania antibody positive dogs from an endemic area in Brazil. The sensitivity of spleen cultures for Leishmania detection was 97.9%; in lymph node cultures it was 25%. Positive spleen culture was more frequent (p = 0.048, Fisher's exact probability test) in symptomatic (28 out of 33 animals) than in asymptomatic animals (19 out of 31 animals). These results support the use of spleen instead of lymph node aspiration as the choice method for the parasitological diagnosis of the infection.

Respiratory viruses in the pediatric intensive care unit: prevalence and clinical aspects

A survey was conducted in two pediatric intensive care units in hospitals in Porto Alegre, Brazil, in order to monitor the main respiratory viruses present in bronchiolitis and/or pneumonia and their involvement in the severity of viral respiratory infections. Viral respiratory infection prevalence was 38.7%. In bronchiolitis, respiratory syncytial virus (RSV) was detected in 36% of the cases. In pneumonia, the prevalence rates were similar for adenovirus (10.3%) and RSV (7.7%). There was a difference among the viruses detected in terms of frequency of clinical findings indicating greater severity. Frequency of crackles in patients with RSV (47.3%) showed a borderline significance (p = 0.055, Fisher's exact test) as compared to those with adenovirus (87.5%). The overall case fatality rate in this study was 2.7%, and adenovirus showed a significantly higher case fatality rate (25%) than RSV (2.8%) (p = 0.005). Injected antibiotics were used in 49% of the children with RSV and 60% of those with adenovirus. Adenovirus was not detected in any of the 33 children submitted to oxygen therapy.

Related factors to human toxocariasis in a rural community of Argentina

The objective of this study was to evaluate the relationship between toxocariasis frequency and demographic, environmental, sanitary variables, eosinophylia, and other intestinal parasites in a rural population of Argentina. Serological examination of 100 individuals was carried out by using ELISA technique for the detection of anti-toxocara antibodies. Eosinophiles in peripheral blood, presence of intestinal parasites, and demographic, environmental, and socio-cultural data were evaluated. Eighty-one feces samples of dogs belonging to the studied people were analyzed to detect eggs of Toxocara canis. Thirty of them were from 30 dogs and 51 were pools from dog feces. Samples of dirt from around the homes (n: 47) and from public park (n: 4) were taken. To determine the associations, the c² and Fisher tests were used. The seroprevalence was 23%. Eosinophilia in peripheral blood was detected in 86.95% seropositive individuals and in 37.66% seronegative individuals (p < 0.001, OR = 11.03). Of the 23 people with positive serology, 69.56% had at least one intestinal parasite. All individuals with positive serology had dogs in their homes. Among the dog owners there was a significant association between the presence of anti-toxocara antibodies and home flooding. Eggs of T. canis were detected in the feces of 5/81 dogs and three of these dogs belonged to individuals with positive serology. Eggs of Toxocara spp. were found in 41.17% of the dirt samples, eight of which came from the area surrounding the homes of individuals with positive serology (p = 0.032; OR = 4.36). Taking into account all the variables influencing the frequency of toxocariasis in this population, the implementation of Public Health programs specifically focused on anti-parasitic treatment of dogs is recommended.

Correlation between koilocytes and human papillomavirus detection by PCR in oral and oropharynx squamous cell carcinoma biopsies

The purpose of this study was to compare the histopathological analysis with polymerase chain reaction (PCR) methods to predict the presence of human papillomavirus (HPV) infection in oral squamous cell carcinoma biopsies. Eighty-three paraffin-embedded tissue specimens from patients with oropharynx and mouth floor squamous cell carcinoma were submitted to histopathological analysis under light microscopy, specifically for the determination of the presence of koilocytes. Subsequently, DNA was purified from the same paraffin-embedded specimens and submitted to PCR. Fisher's exact test showed no statistically significant correlation between the two methods. The results suggest that the presence of koilocytes is unreliable for the detection of HPV presence in oral and oropharynx squamous cell carcinoma.