Presença de compostos de nitrogênio em águas de poços

INTRODUÇÃO: A presença de compostos de nitrogênio nos seus diferentes estados de oxidação é indicativo de contaminação do aquífero e de possíveis condições higiênico-sanitárias insatisfatórias. O nitrito e o nitrato estão associados a dois efeitos adversos à saúde: a indução à metemoglobinemia e a formação potencial de nitrosaminas e nitrosamidas carcinogênicas. Assim, foi verificada a contaminação das águas subterrâneas por compostos de nitrogênio, através da determinação de nitrogênio amoniacal, nitrogênio albuminóide, nitrito e nitrato, e avaliada a adequação da legislação vigente. MATERIAL E MÉTODO: Foram analisadas 607 amostras de águas de poços localizadas predominantemente na Região Metropolitana da Grande São Paulo, através de técnicas espectrofotométricas na região do visível. RESULTADOS: Os resultados analíticos foram avaliados com base nas legislações federal e estadual paulista. Das amostras analisadas, 91 (15%) apresentaram teores de pelo menos uma forma do nitrogênio em desacordo com a legislação estadual e 24 (4,0%) apresentaram teores de nitrato em desacordo com a legislação federal. CONCLUSÃO: Apenas o nitrato apresenta valor máximo permissível na legislação federal, enquanto que a estadual contempla os quatro compostos nitrogenados. Com base nos resultados da presença significativa desses derivados nas amostras analisadas, os quais comprometem a qualidade das águas e apresentam riscos potenciais à saúde humana, sugere-se a sua inclusão na legislação federal.

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.

Soroprevalência de anticorpos contra vírus herpes simples 1-2 no Brasil

OBJETIVO: Estimar a soroprevalência de anticorpos por vírus herpes simples (HSV-1 e HSV-2) e analisar fatores associados no Brasil. MÉTODOS: Estudo transversal realizado entre 1996 e 1997 em 1.090 indivíduos com idade entre um e 40 anos da população geral, em quatro diferentes regiões geográficas no Brasil. Foram analisadas amostras sangüíneas para detecção de anticorpos para HSV-1 e HSV-2 com teste tipo-específico Elisa. Foram descritas freqüências e proporções, comparadas entre grupos utilizando o teste de Fisher bilateral exato. Foi realizada análise de regressão logística para avaliar influência das variáveis sociodemográficas e histórico de DST, sobre a soroprevalência de HSV-1 e/ou HSV-2. RESULTADOS: As soroprevalências de anticorpos para HSV-1 e HSV-2, ajustadas por idade, foram 67,2% e 11,3% respectivamente, sem diferença quanto ao sexo e maiores na Região Norte. As soroprevalências aumentaram com a idade, e para HSV-2 o maior aumento ocorreu na adolescência e entre adultos jovens. Indivíduos soropositivos para HSV-1 apresentaram maior risco de serem positivos para HSV-2 (15,7%) quando comparados com os negativos para HSV-1 (4,7%). Na análise multivariada, o histórico de DST aumentou significativamente (OR=3,2) a probabilidade de soropositividade para HSV-2. CONCLUSÕES: As soroprevalências para HSV-1 e para HSV-2 variam com a idade e entre as regiões do Brasil. História pregressa de DST é importante fator de risco para aquisição de infecção por HSV-2.

Seroprevalencia de rubeola en Colombia: un análisis por cohorte de nacimiento

OBJETIVO : Estimar la seroprevalencia de rubéola y factores asociados. METODOS : Estudio de seroprevalencia poblacional con una muestra aleatoria de 2.124 individuos de seis a 64 años, representativa por edad, sexo y área en Medellín, Colombia, 2009. Se analizó la asociación de variables biológicas y socioeconómicas con la seroprotección para rubéola, según la cohorte del año de nacimiento antes (1954 a 1990) y después (1991 a 2003) del inicio de la vacunación universal. Se determinaron los títulos de IgG con pruebas de alta sensibilidad (AxSYM ® Rubella IgG – Laboratorio Abbott) y especificidad (VIDAS RUB IgG II ® – Laboratorio BioMerieux). Se estimaron proporciones y promedios ponderados derivados de un muestreo complejo incluyendo un factor de corrección por las diferencias en la participación por sexo. Se analizó la asociación de la protección por grupos de variables biológicas y sociales con un modelo de regresión logística, según la cohorte de nacimiento. RESULTADOS : Los títulos promedio de IgG fueron más altos en los nacidos antes del inicio de la vacunación (media 110 UI/ml; IC95% 100,5;120,2) que en los nacidos después (media 64 UI/ml; IC95% 54,4;72,8), p = 0,000. La proporción de protección fue creciente de 88,9% en los nacidos en 1990-1994, de 89,2% en 1995-1999 y de 92,1% en 2000 a 2003, posiblemente relacionado con la administración del refuerzo desde 1998. En los nacidos antes del inicio de la vacunación, la seroprotección estuvo asociada con el antecedente de contacto con casos (RD 2,6; IC95% 1,1;5,9), el estado de salud (RD 2,5; IC95% 1,05;6,0), el nivel de escolaridad (RD 0,2; IC95% 0,08;0,8) y los años de residencia del hogar en el barrio (RD 0,96; IC95% 0,98;1,0), luego de ajustar por todas las variables. En los nacidos después se asoció con el tiempo de sueño efectivo (RD 1,4; IC95%1,09;1,8) y el estado de salud (RD 5,5; IC95%1,2;23,8). CONCLUSIONES : La vacunación masiva generó un cambio en el perfil de seroprevalencia, siendo mayores los títulos en quienes nacieron antes del inicio de la vacunación. Se recomienda monitorear el sostenimiento del nivel de protección a largo plazo y concertar acciones para el mejoramiento de las condiciones socioeconómicas potencialmente asociadas.

Soroprevalência para hepatite A e hepatite B em quatro centros no Brasil

Avaliou-se a prevalência de anticorpos para as hepatites A e B em 3.653 indivíduos, em quatro regiões brasileiras. As prevalências de anti-VHA e de anti-HBc foram 64,7% e 7,9%, respectivamente. Prevalências mais elevadas de anti-VHA (92,8%) e de anti-HBc (21,4%) foram observadas na região Norte. Em outras regiões, prevalências de anti-VHA acima de 90% foram alcançadas apenas em idades mais avançadas, indicando uma endemicidade intermediária e prevalência significativamente mais elevada foi observada no grupo de baixo nível sócio-econômico, entre 1 e 30 anos. Para o anti-HBc observou-se um aumento na prevalência entre adolescentes e uma prevalência significativamente mais elevada no grupo de baixo nível sócio-econômico, entre 1 e 20 anos. Prevalência de 3,1% foi encontrada em crianças de 1 ano, sugerindo a transmissão vertical. Os principais resultados deste estudo, indicam que pré-adolescente/adolescentes de algumas cidades brasileiras estão em risco para as hepatites A e B, mas por diferentes motivos.

A relação entre soroprevalência de anticorpos contra o glicolipídeo fenólico-I entre crianças em idade escolar e endemicidade da hanseníase no Brasil

Os programas de controle da hanseníase se beneficiariam de um método fácil para estimar prevalência e avaliar o impacto das ações de controle na prevalência da doença. A determinação da soroprevalência de anticorpos contra PGL-I através de estudos com crianças em idade escolar foi sugerida como indicador útil da taxa de prevalência da hanseníase a nível municipal.Para investigar se a soropositividade estaria associada aos coeficientes de detecção da hanseníase e se poderia ser usada como indicador da prevalência em outras áreas, 7.073 crianças em três estados endêmicos de hanseníase no Brasil foram testadas. Resultados mostram uma considerável variação da distribuição de soropositividade nas comunidades, independente do número de casos de hanseníase detectados. A soroprevalência foi significativamente menor nos colégios. Nenhuma diferença na distribuição da soropositividade determinada por ELISA ou dipstick foi observada. Nenhuma correlação entre o coeficiente de detecção da hanseníase e soropositividade pôde ser estabelecida.

Morfologia dos estágios de Náuplios e Copepodito i de Perulernaea gamitanae thatcher & paredes, 1985 (Crustacea: Cyclopoida: Lernaeidae), parasita do Tambaqui Colossoma macropomum (cuvier, 1818), (Osteichthyes: Characidae), cultivados em laboratório(1)

Os estágios de náuplios e copepodito I de Perulernaea gamitanae Thatcher & Paredes, 1985 foram estudados a partir de cultura de ovos obtidos de fêmeas adultas, parasitas de tambaqui, Colossoma macropomum (Cuvier, 1818) (Osteichthyes: Characidae), provenientes de tanques de cultivo em Manaus, Amazonas, Brasil. As larvas foram mantidas no laboratório à temperatura de 28ºC. O desenvolvimento de P. gamitanae de náuplio I até náuplio VI durou cinco dias e cada estágio era precedido de uma muda. As principais diferenças entre cada estágio foram o aparecimento de setas no segmento terminal da antênula, acréscimo no número de setas furcais, variação no comprimento e na forma do corpo. No sexto dia eclodiu o primeiro estágio de copepodito, que sobreviveu sete dias sem sofrer muda. Descrições morfológicas pormenorizadas e ilustrações foram feitas para todos os estágios de náuplios c para o primeiro estágio de copepodito.

Resistência de piperáceas nativas da Amazônia á infecção causada por Nectria haematococca f. sp. piperis

A reação de resistência das espécies Piper aduncum, P. arboreum, P. carniconnectivum, P. colubrinum, P. hispidinervium, P. hispidum, P. hostmannianum, P. tuberculatum, P. nigrum e Piper sp. à infecção causada por dois isolados de Nectria haematococca f. sp. piperis foi determinada em condições de telado, através do cultivo em solo infestado e de inoculações no internódio de mudas com três meses de desenvolvimento. Mudas de P. nigrum (pimenta-do-reino) foram usadas como controle, devido a alta suscetibilidade ao patógeno. Aos 110 dias observou-se que o isolado Adu obtido de Ρ. aduncum não causou podridão das raízes em todas as espécies, com exceção de Piper sp. e de P. nigrum, enquanto que o isolado Nig obtido de P. nigrum causou infecção apenas nas raízes desse hospedeiro. Diferenças significativas (p<0,01) foram observadas no nível de resistência entre as espécies, sendo as espécies nativas mais resistentes à infecção causada pelo fungo. Os isolados apresentaram variação para virulência (p<0,01), sendo o isolado Nig mais virulento do que o Adu. Não ocorreu, porém, interação entre Piper spp. e os dois isolados de N. haematococca f. sp. piperis. Concluiu-se, portanto, que o isolado Adu não tem habilidade de infectar os tecidos radiculares das espécies estudadas e que pelo menos sete espécies nativas apresentam uma alta resistência ao patógeno, podendo ser utilizadas como porta-enxertos resistentes para controlar doenças radiculares da pimenta-do-reino.

Efeitos das mudanças do uso da terra na biogeoquímica dos corpos d'água da bacia do rio Ji-Paraná, Rondônia

Este trabalho discute os efeitos das mudanças do uso do solo na biogequímica dos rios da bacia de drenagem do rio Ji-Paraná (Rondônia). Nesta região, a distribuição espacial do desmatamento e das propriedades do solo resultam em sinais diferentes, possibilitando a divisão dos sistemas fluviais em três grupos: rios com águas pobres em íons e baixo impacto; rios com conteúdo iônico intermediário e impacto médio e rios com elevados conteúdo iônico e impacto antropogênico. As características biogeoquímicas dos rios têm relação significativa com a área de pasto, melhor parâmetro para prever a condutividade elétrica (r² = 0,87) e as concentrações de sódio (r² = 0,75), cloreto (r² = 0,69), potássio (r² = 0,63), fosfato (r² = 0.78), nitrogênio inorgânico (r² = 0.52), carbono inorgânico (r² = 0.81) e carbono orgânico (rain ² = 0.51) dissolvidos. Cálcio e magnésio tiveram sua variância explicada pelas características do solo e pastagem. Nossos resultados indicam que as mudanças observadas na micro-escala constituem "sinais biogeoquímicos" gerados pelo processamento do material nas margens dos rios. A medida em que os rios evoluem para ordens superiores, os sinais persistentes nos canais fluviais estão mais associdados às características da bacia de drenagem (solos e uso da terra). Apesar dos efeitos das mudanças observadas no uso do solo não serem ainda detectáveis na macro-escala (bacia amazônica), a disrupção da estrutura e funcionamento dos ecossistemas é detectável nas micro e meso escalas, com alterações significativas na ciclagem de nutrientes nos ecossistemas fluviais.

Plantas vasculares da região do Parque Estadual Cristalino, norte de Mato Grosso, Brasil

Os resultados do primeiro inventário botânico detalhado da região do Parque Estadual Cristalino, Mato Grosso, Brasil, são apresentados, incluindo uma lista de espécies. Um total de 1366 espécies de plantas vasculares distribuídas em 626 gêneros e 151 famílias foram registradas. As famílias com maior número de espécies foram Leguminosae, Rubiaceae, Melastomataceae, Malvaceae sensu lato e Moraceae. A flora inclui pelo menos sete novas espécies e diversos endemismos da região da Serra do Cachimbo, assim como muitos registros novos para o estado e alguns novos para o Brasil. Mais estudos provavelmente irão incrementar o número de espécies de forma significativa. Apesar da região apresentar uma diversidade alfa relativamente baixa em comparação a outras regiões já estudadas na Amazônia, a sua grande heterogeneidade de fitofisionomias é refletida numa elevada diversidade beta. Levando em conta esta riqueza biológica, situação importante mas ainda pouco estudada da margem ecotonal da Amazônia meridional, e sua posição estratégica com relação ao avanço sul-norte do deflorestamento, a região do Cristalino ocupa alta prioridade em termos de conservação.

Psychiatric morbidity and quality of life of primary care attenders in two cities in Brazil

Objective: To identify the associations among quality of life (QoL), social determinants and psychological distress in primary care in two cities in Brazil. Methods: A cross-sectional study with 1,466 patients from 2009 to 2010. The statistical analysis used the t-test to compare the variables of interest to the study. Results: The prevalence of Common Mental Disorders (CMD3), severe forms of Common Mental Disorders (CMD5), anxiety and depression were 20.5%, 32%, 37% and 25.1% respectively. Thes presence of psychological distress is associated with worse QoL among the patients studied, especially those older than 40 years of age. In cases of CMD3, those with higher income and educational levels presented higher QoL in the psychical and psychological domains. For the cases of probable anxiety, those with higher educational levels presented lower scores on the physical and social relationship scores. Conclusion: Psychological distress can be associated with a worse QoL among those studied and can be influenced by socioeconomic conditions. Therefore, it is important to structure patient-centered help, which should also include patients’ social contexts.

Gestação em portadora de arterite de Takayasu

No presente relato, que descreve a gestação de paciente portadora de arterite de Takayasu, serão avaliadas a interação dessa afecção com a gravidez e as intercorrências materno-fetais, do parto e do recém-nascido.

Avaliação intraoperatória e planejamento cirúrgico na cardiomiopatia hipertrófica

Paciente de 45 anos do sexo masculino, com diagnóstico de cardiomiopatia hipertrófica septal assimétrica, tendo sido submetido a implante de cardiodesfibrilador no passado. Apesar do tratamento clínico otimizado, evoluiu com progressiva deterioração clínica suscitando tratamento invasivo. Entretanto, não havia gradiente importante na via de saída do ventrículo esquerdo (VSVE) ao ecocardiograma de repouso e o teste provocativo com dobutamina foi inconclusivo por não atingir a frequência cardíaca preconizada. A avaliação intraoperatória com ecocardiograma transesofágico em uso de isoproterenol foi fundamental no diagnóstico de obstrução da VSVE. A miectomia septal foi realizada com sucesso e o paciente apresentou boa evolução pós-operatória.

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.