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GRANGEIRO, N. M. G. C.Interação das vias da ciclo-oxigenase-2 e da hemeoxigenase-1 / biliverdina / monóxido de carbono no controle da nocicepção e da inflamação. 105 f. Dissertação (Mestrado em Biotecnologia) - Curso de Medicina - Campus de Sobral, Universidade Federal do Ceará, Sobral, 2010. / Submitted by Djeanne Costa (djeannecosta@gmail.com) on 2016-04-18T15:09:43Z No. of bitstreams: 1 2010_dis_nmdcgrangeiro.pdf: 78365295 bytes, checksum: 06083dff95e31ddb10ff699bf2fa0f20 (MD5) / Approved for entry into archive by Djeanne Costa (djeannecosta@gmail.com) on 2016-04-18T15:29:16Z (GMT) No. of bitstreams: 1 2010_dis_nmdcgrangeiro.pdf: 78365295 bytes, checksum: 06083dff95e31ddb10ff699bf2fa0f20 (MD5) / Made available in DSpace on 2016-04-18T15:29:16Z (GMT). No. of bitstreams: 1 2010_dis_nmdcgrangeiro.pdf: 78365295 bytes, checksum: 06083dff95e31ddb10ff699bf2fa0f20 (MD5) Previous issue date: 2010 / Heme oxygenase-1 (HO-1) plays a preventive role in oxidative stress. In contrast, COX-2 is involved in the pathogenesis of many inflammatory diseases and COX-2 selective inhibition has been shown to be effective in reversing inflammation without gastric side effects. However, serious cardiovascular effects of some selective COX-2 inhibitors emerged from clinical studies. Purpose: To assess the interaction between heme oxygenase -1/ biliverdin/ carbon monoxide (HO-1/BVD/CO) and cyclooxygenase-2 (COX-2) pathways for nociception and inflammation control in rats and mice. Methods: Protocol 1: In the abdominal writhe model induced by acetic acid, mice were pretreated with etoricoxib (selective COX-2 inhibitor; 0.1, 1 or 10mg/Kg; i.p) or with HO-1/BVD/CO pathway modulators, knowingly: Hemin (substrate of HO-1/BVD/CO pathway; 0.3, 1 or 3mg/Kg; s.c), DMDC (CO donor; 0.00025, 0.025 or 2.5µMol/Kg; s.c) or ZnPP-IX (specific HO-1 inhibitor; 1, 3 or 9mg/Kg; s.c). Animals pretreated with etoricoxib or HO-1/BVD/CO pathway modulators received the acetic acid injection (i.p.) after 30 and 60 min, respectively. Next, the number of abdominal contortions was quantified. In the same model, ineffective doses of etoricoxib were coadministered with hemin or DMDC and an effective dose of etoricoxib with ZnPP-IX. Four hours after the acetic acid injection, bilirubin levels (product of BVD conversion by the BVD reductase enzyme) were diagnosed in the peritoneal lavage. Protocol 2: In the hot-plate model, mice were pretreated with hemin (0.3, 1 or 3mg/Kg; s.c), DMDC (0.00025, 0.025 or 2.5µMol/Kg; s.c) or ZnPP-IX (1, 3 or 9mg/Kg; s.c) and, after 30, 60 and 90 min, the animals’ response latency on the hot plate (55ºC) was measured. Protocol 3: In the paw edema model induced by carrageenin (Cg), rats were pretreated with etoricoxib (0.1, 1 or 10mg/Kg; i.p) 30 min before receiving the subplantar injection of Cg in the right back paw, or 60 min before receiving injections with Hemin (0.3, 1 or 3mg/Kg; s.c), DMDC (0.25, 2.5 or 25µMol/Kg; s.c) or ZnPP-IX (1, 3 or 9mg/Kg; s.c). In the same model, ineffective doses of etoricoxib were coadministered with hemin or DMDC and an effective dose of etoricoxib with ZnPP-IX. Next, the paw edema was measured with a plethysmometer 1, 2, 3 and 4 h at 60 min after the Cg injection. Four hours after the Cg injection, paw tissue samples were collected for immunohistochemical analysis with anti-COX-2 and anti-HO-1 antibodies. Results: Hemin or DMDC reduced (p<0.05) the number of writhes and the paw edema in the 3rd h, while ZnPP-IX potentiated (p<0.05) the effect of acetic acid by increasing (p<0.05) the number of writhes and the paw edema in the 3rd h, intensifying Cg action. The coadministration of etoricoxib with hemin or DMDC reduced (p<0.05) the number of writhes. Coadministration of etoricoxib with DMDC reduced (p<0.05) the paw edema in the 3rd h, which was not significantly observed (p>0.05) when etoricoxib was coadministered with hemin. When etoricoxib was coadministered with ZnPP-IX, it was observed that ZnPP-IX reduced the analgesic and antiedematogenic effects of etoricoxib. In the hot-plate model, hemin, DMDC or ZnPP-IX administration did not affect the mice’s response latency on the plate. Conclusion: The HO-1/BVD/CO pathway is activated in the abdominal writhe model induced by acetic acid and paw edema by Cg, but does not seem to participate in the central mediation of nociception. The analgesic and antiedematogenic effect of etoricoxib at least partially depends on the participation of the HO-1/BVD/CO pathway. / A via da hemeoxigenase-1 (HO-1) possui ações antioxidantes. Por outro lado, a ciclo-oxigenase 2 (COX-2) está envolvida na patogênese de muitas doenças inflamatórias e sua inibição seletiva reduz eventos inflamatórios sem efeitos gástricos. Entretanto, ensaios clínicos demonstraram que os inibidores seletivos de COX-2 estão associados com efeitos cardiovasculares. Objetivo: Avaliar a interação entre as vias da HO-1/BVD/CO e da COX-2 no controle da nocicepção e da inflamação. Métodos: Protocolo 1: No modelo de contorção abdominal induzido por ácido acético, camundongos foram pré-tratados com etoricoxibe (inibidor seletivo da COX-2; 0,1, 1 ou 10mg/Kg; i.p) ou com moduladores da via HO-1/BVD/CO, a saber: Hemina (substrato da via HO-1/BVD/CO; 0,3, 1, ou 3mg/Kg; s.c), DMDC (doador de CO; 0,00025, 0,025 ou 2,5µMol/Kg; s.c) ou ZnPP-IX (inibidor específico da HO-1; 1, 3 ou 9mg/Kg; s.c). Os animais pré-tratados com etoricoxibe ou com os moduladores da via HO-1/BVD/CO receberam, após 30 e 60 min, respectivamente, a injeção (i.p) de ácido acético, seguido da quantificação do número de contorções abdominais. Realizou-se ainda no mesmo modelo a coadministração de doses inefetivas de etoricoxibe com hemina ou DMDC e de uma dose efetiva de etoricoxibe com ZnPP-IX. Após 4 h da injeção de ácido acético, a bilirrubina (produto da conversão de BVD pela enzima BVD redutase) foi então dosada no lavado peritoneal. Protocolo 2: No modelo de placa quente, os camundongos foram pré-tratados com hemina (0,3, 1, ou 3mg/Kg; s.c), DMDC (0,00025, 0,025 ou 2,5µMol/Kg; s.c) ou ZnPP-IX (1, 3 ou 9mg/Kg; s.c) e, após 30, 60 e 90 min, foi medido o tempo de permanência dos animais na placa quente (55ºC). Protocolo 3: No modelo de edema de pata induzido por carragenina (Cg), ratos foram pré-tratados com etoricoxibe (0,1, 1 ou 10mg/Kg; i.p) 30 min antes de receber a injeção sub-plantar na pata traseira direita de Cg, ou 60 min antes com Hemina (0,3, 1, ou 3mg/Kg; s.c), DMDC (0,25, 2,5 ou 25µMol/Kg; s.c) ou ZnPP-IX (1, 3 ou 9mg/Kg; s.c). Realizou-se ainda no mesmo modelo a coadministração de doses não efetivas de etoricoxibe com hemina ou DMDC e de uma dose efetiva de etoricoxibe com ZnPP-IX. Em seguida, o edema da pata foi medido por meio de um pletismômetro 1, 2, 3 e 4 h após 60 min da injeção de Cg. Após 4 h da injeção de Cg, amostras de tecidos da pata foram coletadas para análise imunohistoquímica com anticorpos anti-COX-2 e anti-HO-1. Resultados: Hemina ou DMDC reduziram (p<0,05) o número de contorções e o edema de pata na 3º h, enquanto que o ZnPP-IX potencializou (p<0,05) o efeito do ácido acético aumentando (p<0,05) o número de contorções e o edema de pata na 3º h, intensificando a ação da Cg. A coadministração de etoricoxibe com hemina ou DMDC reduziu (p<0,05) o número de contorções. A coadministração de etoricoxibe com DMDC reduziu (p<0,05) o edema de pata na 3º h, o que não foi observado de forma significativa (p>0,05) na co-administração de etoricoxibe com hemina. Já na coadministração de etoricoxibe com ZnPP-IX, observou-se que o ZnPP-IX reduziu o efeito analgésico e antiedematogênico do etoricoxibe. Nos modelos de placa quente, a administração de hemina, DMDC ou ZnPP-IX não afetou o tempo de permanência dos camundongos na placa. Conclusão: A via da HO-1/BVD/CO é ativada nos modelos de contorção por ácido acético e edema de pata por Cg, mas parece não participar na mediação central da nocicepção. O efeito analgésico e antiedematogênico do etoricoxibe depende, pelo menos parcialmente, da participação da via da HO-1/BVD/CO.

A estimativa do número de casos de hanseníase que permanecem sem diagnóstico na comunidade é uma questâo fundamental para o planejamento das atividades de controle dessa doença. Com afinalidade de obter uma fórmula matemática simples para estimar esse número, em áreas de nível endêmico médio ou baixo, analisamos o potencial preditivo de três indicadores de fàcil obtenção - o grau de incapacidade no momento do diagnóstico, a proporção de casos novos por forma clínica e a proporção de casos novos menores de 15 anos. Para tanto, foram estudados os 4142 casos de hanseníase diagnosticados no Estado do Rio Grande do Sul, Brasil, entre 01/01/1970 e 30/04/1991. Das 24 regiões geográficas em que se subdivide o Estado, 11 estavam classificadas como sendo de baixa endemicidade e 13 como sendo de nível endêmico médio. Nem a proporção de casos novos por forma clínica, nem a proporção de casos novos menores de 15 anos mostraram associação forte ou estatisticamente significante ,quando os dados foram analisados pos meio de regressão linear múltipla ponderada, numa abordagem ecológica em que cada região geográfica foi utilizada como unidade amostrai. Esse achado sugere que as duas proporções não são úteis para estimar a prevalência oculta em áreas de baixa ou média endemicidade. Dos 4142 casos estudados, 3291 (79,5%) haviam sido avaliados quanto ao seu grau de incapacidade fisica ( GI) por ocasião do diagnóstico e tinham registrada em sua ficha a informação dada pelo paciente sobre o tempo decorrido entre o início dos sintomas e o momento em que a doença foi identificada pelo médico (atraso no diagnóstico). O tempo médio de atraso no diagnóstico observado foi de 1,51 anos para os casos com GI = zero, de 2,14 anos para os com GI = 1, de 4,46 anos para os com GI = 2 e de 9,64 anos para os casos com GI = 3. O atraso no diagnóstico mostrou associação forte e estatisticamente significante com a presença de deformidades (GI = 2 ou 3) por ocasião do diagnóstico, quando os dados foram avaliados por meio de um modelo de análise multivariável por regressão logística. Tendo em vista esse achado, evidênciando que quanto maior for a proporção de casos com deformidades, maior será o atraso médio no diagnóstico e, conseqüentemente, maior será a proporção de doentes que permanecem sem diagnóstico na população, as duas variáveis foram incluídas numa fórmula simplificada para calcular a prevalência oculta estimada (POE) da hanseníase, a qual agrupa os casos em apenas dois estratos de grau de incapacidade e tem a seguinte expressão matemática :POE = [(CN-GI 0/1) X 2,0 + (CN-GI 2/3) X 5,0] PCNA x PCP, onde: CN-GI 0/1 =número médio anual de casos novos com grau de incapacidade zero ou 1 ; CN-GI 2/3 =número médio anual de casos novos com grau de incapacidade 2 ou 3; PCNA = proporção de casos novos com grau de incapacidade avaliado ; PCP = proporção da população coberta pelo programa de controle da hanseníase; os multiplicadores 2,0 e 5,0 correspondem, respectivamente, ao tempo médio aproximado, em anos, do atraso no diagnóstico nos casos sem deformidades (grau de incapacidade = zero ou 1) e nos casos com deformidades (grau de incapacidade 2 ou 3). A prevalência oculta do Estado do Rio Grande do Sul foi estimada, por meio dessa fórmula simplificada, em cerca de 529 casos. Além do atraso no diagnóstico, outras variáveis, corno forma clínica, grupo etário, sexo e modo de detecção, mostraram-se significantemente associadas ao risco de apresentar deformidades no momento do diagnóstico. Ademais disso, o modelo de regressão logística encontrou dois fatores modificadores de efeito estatisticamente significantes : atraso no diagnóstico vs. forma clínica e atraso no diagnóstico vs. grupo etário. Em função desses achados, uma fórmula mais complexa, agrupando os casos em 16 estratos definidos pela forma clínica, pelo grupo etário e pelo grau de incapacidade, foi aplicada para o cálculo da POE . Segundo essa fórmula mais complexa, a prevalência oculta estimada do Rio Grande do Sul seria de aproximadamente 502 casos, resultado que difere em apenas cerca de 5% do obtido com o modelo simplificado, sugerindo que esse modelo mais simples pode ser útil para um cálculo rápido da prevalência oculta, com finalidades operacionais. / Public health planning for the management and prevention of Hansen's disease requires estimation ofthe number ofundetected cases ofthe disease in a community. In order to derive a simple approach to estimate that number in areas of low and median endemic levei, we analyzed the predictive potential of three readily obtainable measures - degree of disability at diagnosis, proportion of new cases with a given clinicai form of the disease:o and proportion of new cases under 15 years of age- in a database of 4142 patients with Hansen's disease diagnosed in Rio Grande do Sul State, Brazil, between January 1, 1970 and April 30, 1991. Ofthe 24 geographic regions o f the State, we classified 11 as having low and 13 as having median endemic leveis Neither proportion of cases with a given clinicai form, nor proportion of cases under 15 years of age was associated with disease incidence, when data were anaiyzed trough weighted linear multiple regression, using each geographic region as a sample unit, in an ecologic approach. This finding suggest that these two proportions are not usefui in estimating hidden prevalence in areas o f Iow and median endemic leveis. Ofthe 4142 cases detected, 3291 (79,5%) had their degree of disability evaluated at time of diagnosis and had recorded information permitting caicuiating time delay in diagnosis. The mean delay was 1. 51 years for grade zero o f disability, 2.14 years for grade 1, 4. 46 years for grade 2 and 9. 64 years for grade 3. Delay in diagnosis demonstrated an important, graded and highly statistically significant association with degree of disability at detection in multivariable logistic regression modelling. Thus, we propose a simplified modei to calculate estimated hidden prevalence (EHP), utilizing two collapsed strata of disability grade, as expressed by the following formula: EHP= [(NDC-dg 0/1) X 2.0 + (NDC-dg 2/3) X 5.0] CDE x PPC ,where: NDC-dg 0/1 = mean annual number o f newly detected cases, grade O or 1 of disability; NDC-dg 2/3 = mean annual number o f newly detected cases, grade 2 o r 3 o f disability; CDE = proportion o f newly detected cases with disability evaluated at time o f diagnosis; PCP = proportion o f the population covered by the control program; the values 2.0 and 5.0 correspond to an approximation of the mean time, in years, of diagnosis delay in each respective stratum of disability grade. Applying this model to Rio Grande do Sul data, we estimate a hidden prevalence of 529 cases. In logistic regression modeling, other variables, such as clinicai form, age group, sex and mode of detection were also independent risk factors for presenting disabilities at diagnosis. In addition two factors - clinicai form and age group - significantly modify the association between delay and disabilities. More complex modeling to estimate hidden prevalence, taking into account these interactions, produced an EHP of 502 cases. As this result differs by only about 5% from that of the simpli:fied model, we suggest that the simplified formula can be used as a means of rapid diagnosis o f the hidden prevalence o f Hansen' s disease.

Resumo não disponível.

A estimativa do número de casos de hanseníase que permanecem sem diagnóstico na comunidade é uma questâo fundamental para o planejamento das atividades de controle dessa doença. Com afinalidade de obter uma fórmula matemática simples para estimar esse número, em áreas de nível endêmico médio ou baixo, analisamos o potencial preditivo de três indicadores de fàcil obtenção - o grau de incapacidade no momento do diagnóstico, a proporção de casos novos por forma clínica e a proporção de casos novos menores de 15 anos. Para tanto, foram estudados os 4142 casos de hanseníase diagnosticados no Estado do Rio Grande do Sul, Brasil, entre 01/01/1970 e 30/04/1991. Das 24 regiões geográficas em que se subdivide o Estado, 11 estavam classificadas como sendo de baixa endemicidade e 13 como sendo de nível endêmico médio. Nem a proporção de casos novos por forma clínica, nem a proporção de casos novos menores de 15 anos mostraram associação forte ou estatisticamente significante ,quando os dados foram analisados pos meio de regressão linear múltipla ponderada, numa abordagem ecológica em que cada região geográfica foi utilizada como unidade amostrai. Esse achado sugere que as duas proporções não são úteis para estimar a prevalência oculta em áreas de baixa ou média endemicidade. Dos 4142 casos estudados, 3291 (79,5%) haviam sido avaliados quanto ao seu grau de incapacidade fisica ( GI) por ocasião do diagnóstico e tinham registrada em sua ficha a informação dada pelo paciente sobre o tempo decorrido entre o início dos sintomas e o momento em que a doença foi identificada pelo médico (atraso no diagnóstico). O tempo médio de atraso no diagnóstico observado foi de 1,51 anos para os casos com GI = zero, de 2,14 anos para os com GI = 1, de 4,46 anos para os com GI = 2 e de 9,64 anos para os casos com GI = 3. O atraso no diagnóstico mostrou associação forte e estatisticamente significante com a presença de deformidades (GI = 2 ou 3) por ocasião do diagnóstico, quando os dados foram avaliados por meio de um modelo de análise multivariável por regressão logística. Tendo em vista esse achado, evidênciando que quanto maior for a proporção de casos com deformidades, maior será o atraso médio no diagnóstico e, conseqüentemente, maior será a proporção de doentes que permanecem sem diagnóstico na população, as duas variáveis foram incluídas numa fórmula simplificada para calcular a prevalência oculta estimada (POE) da hanseníase, a qual agrupa os casos em apenas dois estratos de grau de incapacidade e tem a seguinte expressão matemática :POE = [(CN-GI 0/1) X 2,0 + (CN-GI 2/3) X 5,0] PCNA x PCP, onde: CN-GI 0/1 =número médio anual de casos novos com grau de incapacidade zero ou 1 ; CN-GI 2/3 =número médio anual de casos novos com grau de incapacidade 2 ou 3; PCNA = proporção de casos novos com grau de incapacidade avaliado ; PCP = proporção da população coberta pelo programa de controle da hanseníase; os multiplicadores 2,0 e 5,0 correspondem, respectivamente, ao tempo médio aproximado, em anos, do atraso no diagnóstico nos casos sem deformidades (grau de incapacidade = zero ou 1) e nos casos com deformidades (grau de incapacidade 2 ou 3). A prevalência oculta do Estado do Rio Grande do Sul foi estimada, por meio dessa fórmula simplificada, em cerca de 529 casos. Além do atraso no diagnóstico, outras variáveis, corno forma clínica, grupo etário, sexo e modo de detecção, mostraram-se significantemente associadas ao risco de apresentar deformidades no momento do diagnóstico. Ademais disso, o modelo de regressão logística encontrou dois fatores modificadores de efeito estatisticamente significantes : atraso no diagnóstico vs. forma clínica e atraso no diagnóstico vs. grupo etário. Em função desses achados, uma fórmula mais complexa, agrupando os casos em 16 estratos definidos pela forma clínica, pelo grupo etário e pelo grau de incapacidade, foi aplicada para o cálculo da POE . Segundo essa fórmula mais complexa, a prevalência oculta estimada do Rio Grande do Sul seria de aproximadamente 502 casos, resultado que difere em apenas cerca de 5% do obtido com o modelo simplificado, sugerindo que esse modelo mais simples pode ser útil para um cálculo rápido da prevalência oculta, com finalidades operacionais. / Public health planning for the management and prevention of Hansen's disease requires estimation ofthe number ofundetected cases ofthe disease in a community. In order to derive a simple approach to estimate that number in areas of low and median endemic levei, we analyzed the predictive potential of three readily obtainable measures - degree of disability at diagnosis, proportion of new cases with a given clinicai form of the disease:o and proportion of new cases under 15 years of age- in a database of 4142 patients with Hansen's disease diagnosed in Rio Grande do Sul State, Brazil, between January 1, 1970 and April 30, 1991. Ofthe 24 geographic regions o f the State, we classified 11 as having low and 13 as having median endemic leveis Neither proportion of cases with a given clinicai form, nor proportion of cases under 15 years of age was associated with disease incidence, when data were anaiyzed trough weighted linear multiple regression, using each geographic region as a sample unit, in an ecologic approach. This finding suggest that these two proportions are not usefui in estimating hidden prevalence in areas o f Iow and median endemic leveis. Ofthe 4142 cases detected, 3291 (79,5%) had their degree of disability evaluated at time of diagnosis and had recorded information permitting caicuiating time delay in diagnosis. The mean delay was 1. 51 years for grade zero o f disability, 2.14 years for grade 1, 4. 46 years for grade 2 and 9. 64 years for grade 3. Delay in diagnosis demonstrated an important, graded and highly statistically significant association with degree of disability at detection in multivariable logistic regression modelling. Thus, we propose a simplified modei to calculate estimated hidden prevalence (EHP), utilizing two collapsed strata of disability grade, as expressed by the following formula: EHP= [(NDC-dg 0/1) X 2.0 + (NDC-dg 2/3) X 5.0] CDE x PPC ,where: NDC-dg 0/1 = mean annual number o f newly detected cases, grade O or 1 of disability; NDC-dg 2/3 = mean annual number o f newly detected cases, grade 2 o r 3 o f disability; CDE = proportion o f newly detected cases with disability evaluated at time o f diagnosis; PCP = proportion o f the population covered by the control program; the values 2.0 and 5.0 correspond to an approximation of the mean time, in years, of diagnosis delay in each respective stratum of disability grade. Applying this model to Rio Grande do Sul data, we estimate a hidden prevalence of 529 cases. In logistic regression modeling, other variables, such as clinicai form, age group, sex and mode of detection were also independent risk factors for presenting disabilities at diagnosis. In addition two factors - clinicai form and age group - significantly modify the association between delay and disabilities. More complex modeling to estimate hidden prevalence, taking into account these interactions, produced an EHP of 502 cases. As this result differs by only about 5% from that of the simpli:fied model, we suggest that the simplified formula can be used as a means of rapid diagnosis o f the hidden prevalence o f Hansen' s disease.

A estimativa do número de casos de hanseníase que permanecem sem diagnóstico na comunidade é uma questâo fundamental para o planejamento das atividades de controle dessa doença. Com afinalidade de obter uma fórmula matemática simples para estimar esse número, em áreas de nível endêmico médio ou baixo, analisamos o potencial preditivo de três indicadores de fàcil obtenção - o grau de incapacidade no momento do diagnóstico, a proporção de casos novos por forma clínica e a proporção de casos novos menores de 15 anos. Para tanto, foram estudados os 4142 casos de hanseníase diagnosticados no Estado do Rio Grande do Sul, Brasil, entre 01/01/1970 e 30/04/1991. Das 24 regiões geográficas em que se subdivide o Estado, 11 estavam classificadas como sendo de baixa endemicidade e 13 como sendo de nível endêmico médio. Nem a proporção de casos novos por forma clínica, nem a proporção de casos novos menores de 15 anos mostraram associação forte ou estatisticamente significante ,quando os dados foram analisados pos meio de regressão linear múltipla ponderada, numa abordagem ecológica em que cada região geográfica foi utilizada como unidade amostrai. Esse achado sugere que as duas proporções não são úteis para estimar a prevalência oculta em áreas de baixa ou média endemicidade. Dos 4142 casos estudados, 3291 (79,5%) haviam sido avaliados quanto ao seu grau de incapacidade fisica ( GI) por ocasião do diagnóstico e tinham registrada em sua ficha a informação dada pelo paciente sobre o tempo decorrido entre o início dos sintomas e o momento em que a doença foi identificada pelo médico (atraso no diagnóstico). O tempo médio de atraso no diagnóstico observado foi de 1,51 anos para os casos com GI = zero, de 2,14 anos para os com GI = 1, de 4,46 anos para os com GI = 2 e de 9,64 anos para os casos com GI = 3. O atraso no diagnóstico mostrou associação forte e estatisticamente significante com a presença de deformidades (GI = 2 ou 3) por ocasião do diagnóstico, quando os dados foram avaliados por meio de um modelo de análise multivariável por regressão logística. Tendo em vista esse achado, evidênciando que quanto maior for a proporção de casos com deformidades, maior será o atraso médio no diagnóstico e, conseqüentemente, maior será a proporção de doentes que permanecem sem diagnóstico na população, as duas variáveis foram incluídas numa fórmula simplificada para calcular a prevalência oculta estimada (POE) da hanseníase, a qual agrupa os casos em apenas dois estratos de grau de incapacidade e tem a seguinte expressão matemática :POE = [(CN-GI 0/1) X 2,0 + (CN-GI 2/3) X 5,0] PCNA x PCP, onde: CN-GI 0/1 =número médio anual de casos novos com grau de incapacidade zero ou 1 ; CN-GI 2/3 =número médio anual de casos novos com grau de incapacidade 2 ou 3; PCNA = proporção de casos novos com grau de incapacidade avaliado ; PCP = proporção da população coberta pelo programa de controle da hanseníase; os multiplicadores 2,0 e 5,0 correspondem, respectivamente, ao tempo médio aproximado, em anos, do atraso no diagnóstico nos casos sem deformidades (grau de incapacidade = zero ou 1) e nos casos com deformidades (grau de incapacidade 2 ou 3). A prevalência oculta do Estado do Rio Grande do Sul foi estimada, por meio dessa fórmula simplificada, em cerca de 529 casos. Além do atraso no diagnóstico, outras variáveis, corno forma clínica, grupo etário, sexo e modo de detecção, mostraram-se significantemente associadas ao risco de apresentar deformidades no momento do diagnóstico. Ademais disso, o modelo de regressão logística encontrou dois fatores modificadores de efeito estatisticamente significantes : atraso no diagnóstico vs. forma clínica e atraso no diagnóstico vs. grupo etário. Em função desses achados, uma fórmula mais complexa, agrupando os casos em 16 estratos definidos pela forma clínica, pelo grupo etário e pelo grau de incapacidade, foi aplicada para o cálculo da POE . Segundo essa fórmula mais complexa, a prevalência oculta estimada do Rio Grande do Sul seria de aproximadamente 502 casos, resultado que difere em apenas cerca de 5% do obtido com o modelo simplificado, sugerindo que esse modelo mais simples pode ser útil para um cálculo rápido da prevalência oculta, com finalidades operacionais. / Public health planning for the management and prevention of Hansen's disease requires estimation ofthe number ofundetected cases ofthe disease in a community. In order to derive a simple approach to estimate that number in areas of low and median endemic levei, we analyzed the predictive potential of three readily obtainable measures - degree of disability at diagnosis, proportion of new cases with a given clinicai form of the disease:o and proportion of new cases under 15 years of age- in a database of 4142 patients with Hansen's disease diagnosed in Rio Grande do Sul State, Brazil, between January 1, 1970 and April 30, 1991. Ofthe 24 geographic regions o f the State, we classified 11 as having low and 13 as having median endemic leveis Neither proportion of cases with a given clinicai form, nor proportion of cases under 15 years of age was associated with disease incidence, when data were anaiyzed trough weighted linear multiple regression, using each geographic region as a sample unit, in an ecologic approach. This finding suggest that these two proportions are not usefui in estimating hidden prevalence in areas o f Iow and median endemic leveis. Ofthe 4142 cases detected, 3291 (79,5%) had their degree of disability evaluated at time of diagnosis and had recorded information permitting caicuiating time delay in diagnosis. The mean delay was 1. 51 years for grade zero o f disability, 2.14 years for grade 1, 4. 46 years for grade 2 and 9. 64 years for grade 3. Delay in diagnosis demonstrated an important, graded and highly statistically significant association with degree of disability at detection in multivariable logistic regression modelling. Thus, we propose a simplified modei to calculate estimated hidden prevalence (EHP), utilizing two collapsed strata of disability grade, as expressed by the following formula: EHP= [(NDC-dg 0/1) X 2.0 + (NDC-dg 2/3) X 5.0] CDE x PPC ,where: NDC-dg 0/1 = mean annual number o f newly detected cases, grade O or 1 of disability; NDC-dg 2/3 = mean annual number o f newly detected cases, grade 2 o r 3 o f disability; CDE = proportion o f newly detected cases with disability evaluated at time o f diagnosis; PCP = proportion o f the population covered by the control program; the values 2.0 and 5.0 correspond to an approximation of the mean time, in years, of diagnosis delay in each respective stratum of disability grade. Applying this model to Rio Grande do Sul data, we estimate a hidden prevalence of 529 cases. In logistic regression modeling, other variables, such as clinicai form, age group, sex and mode of detection were also independent risk factors for presenting disabilities at diagnosis. In addition two factors - clinicai form and age group - significantly modify the association between delay and disabilities. More complex modeling to estimate hidden prevalence, taking into account these interactions, produced an EHP of 502 cases. As this result differs by only about 5% from that of the simpli:fied model, we suggest that the simplified formula can be used as a means of rapid diagnosis o f the hidden prevalence o f Hansen' s disease.

Buscando dimensionar a participação do transporte aquático na contaminação ambiental foram realizados, no período entre 1989 e 1994, ensaios com sedimentos e determinados os teores de mercúrio total nos compartimentos ambientais água, sedimentos e material particulado em suspensão das drenagens diretamente impactadas pela atividade garimpeira, no município de Poconé. Além do rio Bento Gomes, foram investigados seus principais afluentes que drenam o Município de Poconé, representando ambientes diretamente impactados e vias de transporte do poluente para o Pantanal. Neste trabalho foi desenvolvido um dispositivo que permitiu a detecção e determinação de mercúrio total em solos e sedimentos com teores de 0,1 a 100 ppm. O processo consiste essencialmente em volatiliza-lo da amostra através de aquecimento, na sua absorção em solução ácida oxidante, seguida de sua extração com solução de ditizona em solventes orgânicos e na determinação de seu teor por comparação colorimétrica dos ditizonatos formados com padrões. Através desta nova metodologia, foram analisadas amostras de sedimentos do córrego Tanque dos Padres, o que permitiu detectar a existência de focos de contaminação onde a concentração de mercúrio total nos sedimentos chega a 34ppm. Ensaios realizados com amostras de sedimentos coletados em áreas sob influência direta das emissões de rejeitos, com baixa concentração de matéria orgânica, apresentaram adsorção superior a 99% do mercúrio na forma iônica. Em amostras de água brutas a concentração de mercúrio total apresentou valores entre 120 ng/L no rio Bento Gomes, na estiagem e 1342 ng/L no córrego Piraputanga, no período das chuvas. Os teores de mercúrio total nas amostras de material particulado em suspensão oscilaram entre 55 e 1,425 ppb , sendo as maiores concentrações encontradas nas amostras coletadas no período das chuvas nos córregos Piranema e Piraputanga. Os teores de Hg total nas amostras de sedimentos analisadas variaram entre 92 e 880 ppb, sendo as maiores concentrações determinadas nas amostras coletadas nos córregos Piraputanga (880ppb) e Piranema (840 ppb) que apresentaram teores de matéria orgânica de 3,32% e 2,85%, respectivamente. Nos sedimentos o mercúrio se concentra nas frações granulométricas mais finas, menor que 250\'mü\'. Na fração granulométrica até 3\'mü\' o mercúrio total apresenta concentrações superiores em mais de 10 vezes a sua concentração na fração granulométrica entre 250 e 1.000\'mü\'. Os estudos assinalaram a baixa mobilidade do mercúrio metálico, emitido juntamente com os rejeitos de amalgamação. Por outro lado, principalmente na época das fortes chuvas, o material particulado torna-se uma eficiente via de transporte para o mercúrio iônico depositado nas camadas mais superficiais dos solos. / To estimate the participation of water transport n the overall environmental pollution, tests have been performed between 1989 and 1994 on sediments. Furthermore, the concentration of mercury in the waters, the sediments and the suspended matter of rivers directly influenced by gold small miners (garimpos) at the Poconé township in Mato Grosso have been determined. Not only the main river Bento Gomes, but all the sidearms have also been investigated to cover the whole region of directed contamination and all ways of transport of this polluting material on his way to the Pantanal swamps. A process has been developed to determinate total Hg levels of soils and sediments in the range of 0.1 to 100 ppm. By means of heating, Hg is volatilized from the sample, absorbed by oxidizing acid solutions and extracted with dithizon-solutions in organic solvents. The concentrations of the Hg-salts of dithizon have been determined by classical colorimetric procedures. By means of this method, sediments of the sideriver \"Tanque dos Padres\" revealed local high levels of contamination reaching 34 ppm in sediments. Analyses of sediments collected in regions of direct influence of the polluting small mining activities showed absorption of mercury in ionic form mainly enriched in iron oxide or with high organic matter but influenced by the hydrological Pantanal swamp system. Water samples collected during the dry season showed about 120 mg/l (Bento Gomes river) and 1343 mg/l during the rainy season (Piraputanga river). The mercury concentrations of the suspended matter, directly correlated with the content of organic matter, reached 55 to 1425 ppb. The high values have been determined during the rainy season in the rivers Piranema and Piraputanga. The concentration of Hg in the sediments analysed showed levels of 92 to 880 ppb. The higher values typical for the rivers Piraputanga (880 ppb) and Piranema (840 ppb). These two rivers showed 3.32% and 2.85% of organic material respectively. In the sediments, the mercury is concentrated in the sieve fraction smaller than 250\'mü\', whereby on finds up to 10 times higher concentrations at sizes of 3\'mü\' composed with the amount in the fraction from 250 to 1000\'mü\'. These studies showed a low mobility of Hg in its elementary form produced and distributed by the process of amalgamation. On the other hand, and especially during the rainy season, the suspended matter in rivers provides an efficient way of transport of Hg in ionic form absorbed in the uppermost levels of soils.

Esta dissertação analisa o comportamento geoquímico de metais pesados no solo e subsolo, submetidos à disposição inadequada de resíduos de origem industrial, na forma de aterros não controlados, em um caso prático nos arredores de uma indústria de insumos para fertilizantes, no município de Suzano - SP. Com base em estudos anteriores, centrados na contaminação das águas superficial e subterrânea do local selecionou-se para investigação os seguintes metais pesados; Cd, Pb, Mn, Cu, Zn e Cr. O método escolhido para a abordagem da questão foi a obtenção de dados a partir da execução de três seções geológicas. A primeira foi locada em terreno natural, e as outras duas em local sabidamente contaminado por metais, em função da disposição de resíduos. Foram coletadas 115 amostras, através de sondagem a trado manual, a cada 0,25m, nos três perfis estudados. Realizou-se 12 determinações de metais por amostra, sendo uma metade com abertura por ácidos fortes (AAF) e outra com abertura por EDTA (ácido Etileno Diamino Tetrea Acético), totalizando 1380 determinações por Absorção Atômica. Confrontando os resultados obtidos, com as duas aberturas, concluiu-se que pelo menos neste caso específico a abertura por EDTA mostrou-se mais adequada para a caracterização dos intervalos contaminados. No perfil executado na área não contaminada buscou-se determinar o background regional e caracterizar o comportamento dos referidos metais em função da profundidade. Os perfis localizados na área contaminada revelaram, através das análises químicas, teores médios de Cu, Zn, Pb, Cd, Mn e Cr cerca de 900, 400, 90, 50, 20 e 5 vezes, respectivamente, o background regional, fato que caracteriza uma expressiva carga contaminante imposta ao solo. Identificou-se em um horizonte denominado unidade de Concentração de resíduos, intervalo com 56% de Cu e 23% de Zn, apresentando também significativas concentrações dos demais metais pesquisados. Nas quatro sondagens que constituíram a seção não contaminada (TN) observou-se, mais nitidamente nas análises químicas com abertura EDTA, um incremento de Mn, Zn e Cu, nos primeiros 0,50m do perfil de solo, o que sugere contaminação por particulados aéreos. A caracterização do comportamento de metais pesados em solos contaminados foi realizada com a utilização de ferramentas clássicas da geoquímica de superfície, como microscopia ótica de amostras indeformadas e análise de fragmentos de solo em microscópio eletrônico de varredura (MEV) com sistema \"Energy Dispersive Scan\" (EDS) acoplado. Os resultados obtidos mostraram a eficácia do uso destas técnicas em estudos ambientais. Foi possível visualizar a retenção de compostos metálicos de origem natural e antrópica em estruturas orgânicas complexas e a presença de sais solúveis no perfil. Finalmente, foram identificados metais contaminantes dentro de minerais neoformados como barita e gipsita. / This paper analyses the geochemical behavior of heavy metals in the soil an subsoil, as they were exposed to the inadequate disposal of industrial wastes, in non controlled landfills, considering as practical case the neighboring areas of a manufacturer of products for fertilizers in the district of Suzano, S. Paulo State, Brasil . Drawing on previous studies, focusing on the contamination of surface and underground waters, the following heavy metals were selected for this search: Cd, Pb, Mn, Cu, Zn, and Cr. The procedure chosen for investigation was the collection of data after determining three geological sections. The first one was located on natural soil site, and the other two were located at the site where the wastes were disposed of, to contaminated by metals, 115 samples were collected, by means of drilling, at each 0,25 m deep layer, in the three situations studied, 12 metal determination by sample were carried out, half of wich being by means of strong acids digestion(AAF), and the other half with ethilen diamine tetra aceptic acid (EDTA) digestion, with a total of 1380 determinations by atomic absortion. Confronting the results obtained by using the two types of sample digestion, it was conclude that, at least in this specific case, the EDTA digestion proved to be more adequate in characterizing the contaminated intervals. In the profile obtained from the non-contaminated area, it was attempted to determine the regional background, as well as to caracteriza the behavior of the metals referred to above in terms of deph. Chemical analyses of the profiles obtained in the contaminated areas showed an average content of Cu, ZN, PB, Mn, and Cr displaying values about 900, 400, 90, 50, 20 and 5 times, respectively, the regional background .This characterizes a very heavy contaminating pllunting load on the soil. In a horizon denominated unit of wastes concentration, and interval of 56% of Cu and 23% of Zn was identified, displaying also significant concentrations of other metals investigated. In the four probings making up the non- contaminated area(TN), it was observed, more clearly in the chemical analyses with EDTA digestion, an Increase of Mn, Zn and Cu, in the first 0,50m of the soil profile, what suggests contamination by means of air particles.

O fenômeno denominado de \"chuva ácida\" é considerado, entre diversos pesquisadores, como um dos mais sérios problemas ambientais. Este trabalho tem como objetivo mostrar, através de um estudo teórico e prático, os problemas advindos da emissão de poluentes na atmosfera, seja por fonte natural ou antrópica, que propiciam a ocorrência de chuva ácida. Para a realização do trabalho prático, foi confeccionado um coletor manual, a partir do qual obteve-se, durante o período de 1 ano (nov/94 a nov/95), na Cidade Universitária (USP/ SP), coletas bisemanais de água de chuva, com o propósito de caracterizá-la quanto à sua acidez, condutividade elétrica, qualidade química, além de sua quantificação volumétrica. Após o período de coleta, foi possível obter uma pluviosidade de 1.236,71mm/ano, caracterizada por verão chuvoso e inverno seco. Através da concentração dos elementos químicos observa-se origem continental para a água analisada, sendo os íons predominantes, sulfato e cálcio. É importante ressaltar que para a caracterização da água de chuva deve-se estar atento à todas as aspectos da região, como o clima, urbanização, industrialização, características geográficas, entre outros, uma vez que estes fatores influenciam, direta ou indiretamente, a composição quimica da água analisada. A Região Metropolitana de São Paulo (local deste estudo), por exemplo, está situada entre os maiores conglomerados humanos do mundo, como uma população de aproximadamente 18 milhões de pessoas, um grande parque industrial, além de uma grande frota veicular, fatores estes que não devem ser descartados quando da análise da qualidade da água de chuva num contexto ambiental. / The phenomena called \"acid rain\" is considered, by many researchers, one of the most serious environmental problem. This work has the aim of showing, in a theoretical and practical study, the problems caused by the atmospheric-pollutant emission, through natural or antropogenic sources. In a period of 1 year (nov/94 - nov/95), it was realized a practical work on rainwater, which consisted of collecting and, afterwards, analysing some physical and chemical parameters of this water, such as acidity, ionic concentrations, etc, with the purpose of characterizing the rainwater in Cidade Universitária (SP, Brazil). After ending the practical part, it was possible to observe a 1,236.71mm/y pluviosity, characterized by rainy summer and dry winter. The chemical-constituent-concentration analysis show us the predominance of SO (\'IND. 4 POT. 2-\') and Ca (\'POT. 2+\'), and a continental-origin water. It is necessary to emphasize the importance of sticking out every regional aspect, like climate, urbanization, geographic characteristics, etc that influences, directly or indirectly, the chemical composition of the water (specially when dealing with rain water). The Region of São Paulo (Brazil), site of this study, is one of the largest metropolitan and industrialized areas of the world, which inludes 18 million people, beside to an enormous industrial and vehicular complex. The acidity in the rain water is a complex problem and it must be treated by a range of disciplines to have a better comprehension of the causes/ effects of the acid rain.