Avaliação dos limiares auditivos com e sem equipamento de proteção individual

Os autores realizaram estudo caso-controle audiométrico em indivíduos com e sem protetor auricular auditivo. OBJETIVOS: O objetivo do estudo foi avaliar a real atenuação individual dado pelos protetores. MATERIAL E MÉTODO: Foram avaliados 30 indivíduos (ou 60 orelhas) de diferentes atividades profissionais, de ambos os sexos, com idades entre 20 e 58 anos, apresentando audição normal e tendo realizado repouso auditivo de 10 horas, submetidos a exame audiométrico com e sem protetor auricular auditivo, no período de fevereiro a julho de 2003, utilizando protetor tipo plugue. Avaliou-se as audiometrias nas vias aérea e óssea em freqüências de 500 a 4000Hz. RESULTADOS: Os resultados foram analisados estatisticamente e comparados aos dados fornecidos pelo fabricante. Assim se observou em ouvido real os níveis de atenuação auditiva obtidos com o uso destes produtos. CONCLUSÃO: Os resultados permitiram chegar à conclusão de que os índices fornecidos pelos fabricantes foram compatíveis com os que obtive nos testes.

Efeitos de treinamento nos desempenhos individual e organizacional

O objetivo deste estudo foi desenvolver um método para identificar efeitos de treinamento nos desempenhos dos indivíduos e da organização, combinação ainda rara na literatura científica. Foi realizado no Banco do Brasil, com 218 profissionais que fizeram um MBA em Marketing. Os dados foram coletados por meio de entrevistas e questionários de auto e heteroavaliação. Nos questionários foi avaliada a contribuição do treinamento para a melhoria do desempenho individual e organizacional, e o suporte à transferência de treinamento. Nas entrevistas foram levantados indicadores de melhoria do desempenho organizacional para os maiores impactos percebidos pelos respondentes. Os resultados indicam que, para a maioria dos desempenhos individuais e organizacionais, o impacto percebido do treinamento foi avaliado entre bom e ótimo. A metodologia utilizada foi considerada adequada para a identificação de melhorias nos desempenhos organizacionais, percebidos como os mais afetados pelo treinamento. Também foram discutidas implicações metodológicas, teóricas e perspectivas futuras.

Violência sexual e associação com a percepção individual de saúde entre mulheres gestantes

OBJETIVO: Estimar a prevalência de histórico de violência sexual entre mulheres gestantes e sua associação com a percepção de saúde. MÉTODOS: Estudo transversal, com 179 mulheres maiores de 14 anos e grávidas de 14 a 28 semanas, entrevistadas em serviços públicos de saúde em São Paulo, SP, entre os anos de 2006 e 2007. Os instrumentos utilizados foram: inventário de violência sexual, inventário de dados sociodemográficos e questionário de qualidade de vida relacionada à saúde: "Medical Outcomes 12-Item Short-Form Health Survey" (SF-12®). Mulheres com e sem história de violência sexual foram comparadas quanto à idade, escolaridade, ocupação, estado civil, cor da pele e autopercepção de saúde física e mental. A violência sexual foi caracterizada em penetrativa ou não penetrativa. RESULTADOS: Houve prevalência de 39,1% de violência sexual entre as entrevistadas, sendo 20% do tipo penetrativo, cometida sobretudo por agressores conhecidos. Em 57% das mulheres a primeira agressão ocorreu antes dos 14 anos. Não houve diferenças sociodemográficas entre mulheres que sofreram e as que não sofreram violência sexual. Escores médios de percepção de saúde física entre as entrevistadas com antecedente de violência sexual foram menores (42,2; DP=8,3) do que das mulheres sem este antecedente (51,0; DP=7,5) (p<0,001). A percepção de saúde mental teve escore médio de 37,4 (DP=11,2) e 48,1 (DP=10,2) (p<0,001), respectivamente para os dois grupos. CONCLUSÕES: Houve alta prevalência de violência sexual entre as grávidas dos serviços de saúde avaliados. Mulheres com antecedente de violência sexual apresentaram pior percepção de saúde do que as sem esse antecedente.

Malária humana: padronização e optimização de testes sorológicos para diagnóstico individual e inquéritos soroepidemiológicos

O teste de imunofluorescência indireta (IFI) é considerado teste de referência na soroiogia da malária. Neste trabalho procuramos optimizar o teste empregando P. falciparum obtido de sangue humano e de cultura e P. vivax obtido de sangue de paciente como antígenos, para pesquisa de anticorpos IgG e IgM. Das variáveis técnicas estudadas melhores resultados foram obtidos quando os soros foram diluidos ern PBS contendo 1% de Tween 80 e as lâminas contendo a suspensão antigênica foram estabilizadas em dessecadores ou fixadas com acetona. Foi também padronizado o teste imunoenzimático ELISA com antigenos de P. falciparum obtidos em cultura. O estudo comparativo com o teste de imunofluorescência indireta para pesquisa de anticorpos IgG mostrou: a) nos pacientes primo infectados por P. falciparum a sensibilidade para ambos os testes foi de 71%; b) nos pacientes primo infectados pelo P. vivax a sensibilidade foi de 40% para ambos os testes; c) nos pacientes não primo infectados e com malária atual pelo P. falciparum a sensibilidade para ambos os testes foi de 100%; d) nos pacientes não primo infectados e com malária atual pelo P. vivax a sensibilidade foi de 85% para o teste ELISA e de 92% para a IFI; e) nos pacientes com malária mista a sensibilidade para ambos os testes foi de 100%. A especificidade da IFI foi de 100% e do teste ELISA 95% nos casos de indivíduos não maláricos. Os resultados obtidos sugerem ser o teste ELISA, uma boa alternativa para o teste de IFI, para a pesquisa de anticorpos IgG anti P. falciparum, na soroiogia da malária.

Bancroftian filariasis in two urban areas of Recife, Brasil: the role of individual risk factors

Bancroftian filariasis is spreading in towns of endemic areas as in Recife, northeastern Brazil, where it is a major public health problem. This paper deals with the prevalence of microfilaraemia and filarial disease in two urban areas of Recife, studying their association with individual characteristics and variables related to the exposure to the vectors. The parasitologic survey was performed through a "door-to-door" census and microfilaraemia was examined by the thick-drop technique using 45µl of peripheral blood collected between 20:00 and 24:00 o' clock. 2,863 individuals aged between 5 and 65 years were interviewed and submitted to clinical examination. Males aged between 15 and 44 years old presented the greatest risk of being microfilaraemic. Microfilaraemia was also significantly associated with no use of bednet to sleep. The risk of being microfilaraemic was greater among those who had lived in the studied areas for more than 5 years. The overall disease prevalence was 6.3%. Males presented the greatest risk of developing acute disease. The risk of developing chronic manifestations was also greater among males and increased with age. We found no association between time of residence, bednet use, microfilaraemia and acute and chronic disease. We may conclude that in endemic areas there are subgroups of individuals who has a higher risk of being microfilariae carriers due to different behaviours in relation to vector contact.

Pulmonary tuberculosis in São Luis, State of Maranhão, Brazil: space and space-time risk clusters for death (2008-2012)

INTRODUCTION: The objective was to identify space and space-time risk clusters for the occurrence of deaths in a priority city for the control of tuberculosis (TB) in the Brazilian Northeast. METHODS: Ecological research was undertaken in the City of São Luis/Maranhão. Cases were considered that resulted in deaths in the population living in the urban region of the city with pulmonary TB as the basic cause, between 2008 and 2012. To detect space and space-time clusters of deaths due to pulmonary TB in the census sectors, the spatial analysis scan technique was used. RESULTS: In total, 221 deaths by TB occurred, 193 of which were due to pulmonary TB. Approximately 95% of the cases (n=183) were geocoded. Two significant spatial clusters were identified, the first of which showed a mortality rate of 5.8 deaths per 100,000 inhabitants per year and a high relative risk of 3.87. The second spatial cluster showed a mortality rate of 0.4 deaths per 100,000 inhabitants per year and a low relative risk of 0.10. A significant cluster was observed in the space-time analysis between 11/01/2008 and 04/30/2011, with a mortality rate of 8.10 deaths per 100,000 inhabitants per year and a high relative risk (3.0). CONCLUSIONS: The knowledge of priority sites for the occurrence of deaths can support public management to reduce inequities in the access to health services and permit an optimization of the resources and teams in the control of pulmonary TB, providing support for specific strategies focused on the most vulnerable populations.

Cerebral perfusion and automated individual analysis using SPECT among an obsessive-compulsive population

OBJECTIVE: To make individual assessments using automated quantification methodology in order to screen for perfusion abnormalities in cerebral SPECT examinations among a sample of subjects with OCD. METHODS: Statistical parametric mapping (SPM) was used to compare 26 brain SPECT images from patients with OCD individually with an image bank of 32 normal subjects, using the statistical threshold of p < 0.05 (corrected for multiple comparisons at the level of individual voxels or clusters). The maps were analyzed, and regions presenting voxels that remained above this threshold were sought. RESULTS: Six patients from a sample of 26 OCD images showed abnormalities at cluster or voxel level, considering the criteria described above, which represented 23.07%. However, seven images from the normal group of 32 were also indicated as cases of perfusional abnormality, representing 21.8% of the sample. CONCLUSION: The automated quantification method was not considered to be a useful tool for clinical practice, for analyses complementary to visual inspection.

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 = + 31; (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: W30; 2 X² -W30; 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: W30; 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).

(Nota n.º 3) Nematódeos da aboboreira

In the State of S. Paulo, Brazil, squash plants (Cucurbita spp.) are attacked by the Javanese nematode (Meloidogyne javanica) and by M. incognita acrita. Squash belongs to that group of plants in which the root-knot nematodes break through the root surface, so that the egg-producing females protrude from the root, showing yellowish or brow nish egg masses attached to them. Washed roots show numerous small dark spots, each corresponding to an ootheca, which is adhering to a mature female. A curious abnormal female of M. i. acrita was obtained from a sample of squash roots. This female's body showed two globular parts, separated by a deep constriction. The convoluted ovaries were found to fill both portions of the body.

Control of schistosomiasis in Brazil: perspectives and proposals

Attempts to control schistosomiasis have hitherto involved the use of one or more of the following methods, either in isolation or in combination: (1) control of the intermediate host using molluscicides or biological methods; (2) basic sanitation and clean water supply; (3) health education; (4) individual or mass treatment; (5) protection of individuals in such a way as to prevent cercariae from penetrating the skin; (6) vaccine-based strategies against schistosomiasis. None of these methods is capable, on its own, of bringing about effective control of schistosomiasis, except in populations of a very limited size or under very special conditions. Molluscicides, besides expensive and toxic, have only a temporary effect. As for biological control, there is no effective method yet. Basic sanitation and clean water supply combined with health education potentially constitute the most effective approach, but only in the mid-to-long term. Mass treatment reduces morbidity, but does not control transmission. Protection of individuals has proved to be impracticable on a large scale. Vaccine-based strategies against schistosomiasis are still in the experimental stage. Experiments carried out in Brazil in the last 20 years have shown that mass treatment with single doses of oxamniquine or praziquantel can rapidly reduce levels of Shistosoma mansoni infection and morbidity in endemic areas. They have also shown that subsequent transmission and reinfection frequently occur in defined foci or "clusters", due to human contact with water, and in inverse proportion to the number and frequency of treatments carried out. On the basis of these experiments, the author suggests a multidisciplinary strategy for schistosomiasis control.

Characterization of new Schistosoma mansoni microsatellite loci in sequences obtained from public DNA databases and microsatellite enriched genomic libraries

In the last decade microsatellites have become one of the most useful genetic markers used in a large number of organisms due to their abundance and high level of polymorphism. Microsatellites have been used for individual identification, paternity tests, forensic studies and population genetics. Data on microsatellite abundance comes preferentially from microsatellite enriched libraries and DNA sequence databases. We have conducted a search in GenBank of more than 16,000 Schistosoma mansoni ESTs and 42,000 BAC sequences. In addition, we obtained 300 sequences from CA and AT microsatellite enriched genomic libraries. The sequences were searched for simple repeats using the RepeatMasker software. Of 16,022 ESTs, we detected 481 (3%) sequences that contained 622 microsatellites (434 perfect, 164 imperfect and 24 compounds). Of the 481 ESTs, 194 were grouped in 63 clusters containing 2 to 15 ESTs per cluster. Polymorphisms were observed in 16 clusters. The 287 remaining ESTs were orphan sequences. Of the 42,017 BAC end sequences, 1,598 (3.8%) contained microsatellites (2,335 perfect, 287 imperfect and 79 compounds). The 1,598 BAC end sequences 80 were grouped into 17 clusters containing 3 to 17 BAC end sequences per cluster. Microsatellites were present in 67 out of 300 sequences from microsatellite enriched libraries (55 perfect, 38 imperfect and 15 compounds). From all of the observed loci 55 were selected for having the longest perfect repeats and flanking regions that allowed the design of primers for PCR amplification. Additionally we describe two new polymorphic microsatellite loci.

RFLP clusters of Mycobacterium tuberculosis strains from the Indian Ocean Region: local and South Asian characteristics

This is the first study describing the genetic polymorphism of Mycobacterium tuberculosis strains in the Indian Ocean Region. Using IS6110 RFLP analysis, 475 M. tuberculosis isolates from Madagascar, Comoros, Mauritius, Mozambique and La Reunion were compared. Of the 332 IS6110 profiles found, 43 were shared by clusters containing 2-65 strains. Six clusters were common to at least two countries. Of 52 families of strains with similar IS6110 profiles, 10 were common to at least two countries. Interestingly, another characteristic was the frequency (16.8%) of IS6110 single-copy strains. These strains could be distinguished using the DR marker. This preliminary evaluation suggests genetic similarity between the strains of the Indian Ocean Region. However, additional markers would be useful for epidemiological studies and to assess the ancient transmission of strains between countries of this region.

Comparison of spoligotyping, mycobacterial interspersed repetitive units typing and IS6110-RFLP in a study of genotypic diversity of Mycobacterium tuberculosis in Delhi, North India

The aim of the present study was to compare polymerase chain reaction (PCR)-based methods - spoligotyping and mycobacterial interspersed repetitive units (MIRU) typing - with the gold-standard IS6110 restriction fragment length polymorphism (RFLP) analysis in 101 isolates of Mycobacterium tuberculosis to determine the genetic diversity of M. tuberculosis clinical isolates from Delhi, North India. Spoligotyping resulted in 49 patterns (14 clusters); the largest cluster was composed of Spoligotype International Types (SITs)26 [Central-Asian (CAS)1-Delhi lineage], followed by SIT11 [East-African-Indian (EAI) 3-Indian lineage]. A large number of isolates (75%) belonged to genotypic lineages, such as CAS, EAI and Manu, with a high specificity for the Indian subcontinent, emphasising the complex diversity of the phylogenetically coherent M. tuberculosis in North India. MIRU typing, using 11 discriminatory loci, was able to distinguish between all but two strains based on individual patterns. IS6110-RFLP analysis (n = 80 strains) resulted in 67 unique isolates and four clusters containing 13 strains. MIRUs discriminated all 13 strains, whereas spoligotyping discriminated 11 strains. Our results validate the use of PCR-based molecular typing of M. tuberculosis using repetitive elements in Indian isolates and demonstrate the usefulness of MIRUs for discriminating low-IS6110-copy isolates, which accounted for more than one-fifth of the strains in the present study.

Schistosoma mansoni in a low-prevalence area in Brazil: the importance of additional methods for the diagnosis of hard-to-detect individual carriers by low-cost immunological assays

Schistosomiasis diagnosis is based on the detection of eggs in the faeces, which is laborious and lacks sensitivity, especially for patients with a low parasite burden. Immunological assays for specific antibody detection are available, but they usually demonstrate low sensitivity and/or specificity. In this study, two simple immunological assays were evaluated for the detection of soluble Schistosoma mansoni adult worm preparation (SWAP) and egg-specific IgGs. These studies have not yet been evaluated for patients with low parasite burdens. Residents of an endemic area in Brazil donated sera and faecal samples for our study. The patients were initially diagnosed by a rigorous Kato-Katz analysis of 18 thick smears from four different stool samples. The ELISA-SWAP was successful for human diagnosis with 90% sensitivity and specificity, confirming the Kato-Katz diagnosis with nearly perfect agreement, as seen by the Kappa index (0.85). Although the ELISA-soluble S. mansoni egg antigen was 85% sensitive, it exhibited low specificity (80%; Kappa index: 0.75) and was more susceptible to cross-reactivity. We believe that immunological assays should be used in conjunction with Kato-Katz analysis as a supplementary tool for the diagnosis of schistosomiasis for patients with low infection burdens, which are usually hard to detect.