New species of the genus Leporinus Agassiz (Characiformes: Anostomidae) from the rio Curuá, rio Xingu basin, Serra do Cachimbo, Brazil, with comments on Leporinus reticulatus

A new species of Leporinus Agassiz is described from the rio Curuá, a tributary of the rio Iriri, rio Xingu basin, Serra do Cachimbo, Pará State, Brazil. The new species is diagnosed by the color pattern, which consists of eight to ten midlateral round dark blotches plus 20 to 40 smaller ones scattered over the body, dental formula 3/4, subinferior to inferior mouth, 37 to 38 lateral line scales, 4/3-4 transversal series of scales, and 12 circumpeduncular scale series. The new species most closely resembles L. octomaculatus and L. reticulatus from the upper Tapajós basin, and L. marcgravii and L. microphthalmus from the rio São Francisco and the rio Paranaíba, respectively. Based on recently collected specimens, L. reticulatus is re-diagnosed as having an allometric elongation of the snout.

Assessing the competitiveness of loss allocation methods in a deregulated electricity market

This paper critically assesses several loss allocation methods based on the type of competition each method promotes. This understanding assists in determining which method will promote more efficient network operations when implemented in deregulated electricity industries. The methods addressed in this paper include the pro rata [1], proportional sharing [2], loss formula [3], incremental [4], and a new method proposed by the authors of this paper, which is loop-based [5]. These methods are tested on a modified Nordic 32-bus network, where different case studies of different operating points are investigated. The varying results obtained for each allocation method at different operating points make it possible to distinguish methods that promote unhealthy competition from those that encourage better system operation.

Competição entre megaspórios em milho

The experiments reported were started as early as 1933, when indications were found in class material that the factor for small pollen, spl, causes not only differences in the size of pollen grains and in the growth of pollen tubes, but also a competition between megaspores, as first observed by RENNER (1921) in Oenothera. Dr. P. C. MANGELSDORF, who had kindly furnished the original seeds, was informed and the final publication delayed untill his publication in 1940. A further delay was caused by other circunstances. The main reason for the differences of the results obtained by SINGLETON and MANGELSDORF (1940) and those reported here, seems to be the way the material was analysed. I applied methods of a detailed statistical analysis, while MANGELSDORF and SINGLETON analysed pooled data. 1) The data obtained on pollen tube competition indicate .that there is about 3-4% of crossing-over between the su and sp factors in chromosome IV. The elimination is not always complete, but from 0 to 10% of the sp pollen tubes may function, instead of the 50% expected without elimination. These results are, as a whole, in accordance with SINGLETON and MANGELSDORF's data. 2) Female elimination is weaker and transmission determined as between 16 to 49,5%, instead of 50% without competition, the values being calculated by a special formula. 3) The variability of female elimination is partially genotypical, partially phenotypical. The former was shown by the difference in the behavior of the two progenies tested, while the latter was very evident when comparing the upper and lower halves of ears. For some unknown physiological reason, the elimination is generally stronger in the upper than in the lower half of the ear. 4) The female elimination of the sp gene may be caused theoretically, by either of two processes: a simple lethal effect in the female gametophyte or a competition between megaspores. The former would lead not only to the abortion of the individual megaspores, but of the whole uniovulate ovary. In the case of the latter, the abortive megaspore carrying the gene sp will be substituted in each ovule by one of the Sp megaspores and no abortion of ovaries may be observed. My observations are completely in favor of the second explication: a) The ears were as a whole very well filled except for a few incomplete ears which always appear in artificial pollinations. b) Row arrangement was always very regular. c) The number of kernels on ears with elimination is not smaller than in normal ears, but is incidentally higher : with elimnation, in back-crosses 354 kernels and in selfed ears 390 kernels, without elimination 310 kernels per ear. d) There is no correlation between the intensity of elimination and the number of grains in individual ears; the coefficient; of linear correlation, equal to 0,24, is small and insignificant. e) Our results are in complete disagreement whit those reported by SINGLETON and MANGELSDORF (1940). Since these authors present only pooled date, a complete and detailed analysis which may explain the cause of these divergences is impossible.

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.

Notas de Ixodologia: II - uma nova espécie do gênero Amblyomma e uma nova espécie do gênero Ixodes (Acari Ixodidae)

A new tick, Amblyomma parkeri, n. sp., is described as a parasite of Coendu sp. from S. Paulo, Brazil. Female holotype, nymph and larva are described (Figs. 2 e 3). The n. sp. differs completly from Koch's species Amblyomma longirostre, the common parasite of the Erethizotidae. Standard data for measures of the female dorsal scutum ixodidae are proposed as follows (fig. 1): PA = Antero-posterior; PB = Postero-basal; PM = Postero-median; TT = Transversal; OO = Inter-ocular; OT= Occulo-transversal; SS = Inter-scapular; CC = Cervical; PT = Postero-transversal; ST = Scapulo-transversal; NPT = Normal to the postero-transversal; NST = Normal to the scapulo-transversal. In the female holotype the standard data are as follows: PA = 2.00 mm; PB = 2.26 mm; PM = 1.10 mm; TT = 2.20 mm; OO = 2.26 mm; SS = 0,84 mm; CC = 0.63 mm; SC = 0.12 mm; NPT = 0.20mm; STN = 0.1 mm. Peritrema 0.80 x 0.42 mm with a narrow postero-internal angle and a large, elongated macula. Coxa I with two short spines and all other coxae with only one shorter spine, shortest in coxa IV. Hypostoma spatulated with formula 3/3. Gnathosoma 1.42 mm long and basis 0.63 mm long by 0.84 greatest wide. Palpi with smoth external surface, 1.00 mm long. Type lot No. 4458 from Cotia, S. Paulo, Brazil; in the acarological collection of the Escola Paulista de Medicina, S. Paulo. Ixodes didelphidis, n. sp., differing from Ixodes loricatus Neumann by the shape of the peritremata (figs. 4 a 5) of the male and female and by the number of the punctations in this organ is described form Didelphidae, Muridae and Cavidae. Twenty eight lots were obtained from Anápolis, Goiás, Brasil, where I. loricatus is subtituded by the n. sp. under description. Comparison with NEUMANN'S types of I. loricatus was possible through the courtesy of Prof. A. BRIZARD from Toulouse, who kindly loaned NEUMANN'S material. Female cotypes N° 40 and male allotype N° 531 in the Collection of Ixodidae of the Oswaldo Cruz Institute.

Mekatronisen portaattomasti säädettävän ajoneuvotehonsiirtokoneiston suunnittelu ja simulointi

Työn tarkoituksena on tutkia tehonsiirron ratkaisuja, jotka mahdollistavat jatkuvanopeus ja -momentinsäädön. Työ on rajattu käsittämään kahta eri planeettavaihdetuotetta. Tutkimuksen kohteena ovat valittujen vaihdetuotteiden planeettapyörästöjen eri kytkentämahdollisuudet ja niiden vaikutus toisiinsa. Vaihteiden teknistä toteutusta ja toimivuutta tarkastellaan fyysisten testien, simuloinnin sekä analyyttisen laskennan avulla. Apuna työssä on käytetty Dymola simulointiohjelmaa, jossa kinemaattisten kuvakeliitäntöjen avulla on rakennettu virtuaalimalli tarkastellusta tuotteesta ja sen toiminnasta. Tietokoneen avulla luotua dynaamista simulointimallia on muokattu tutkimuksen edistyessä differentiaalisesti jatkuvasäätöisen momentinmuuntimen aikaan saamiseksi. Tuotteissa on käytetty aurinkopyörällisiä ja aurinkopyörättömiä planeettapyörästöjä. Ensimmäisessä tutkittavassa tuotteessa on kolme planeettapyörästöä ja toisessa kaksi. Teholähteeksi käy polttomoottori tai sähkömoottori. Välitys- ja pyörimissuhteiden muuntoon vaikuttaa planeettavaihteistoon kytketty sähkömoottori, jonka toimintaa voidaan ohjata erikseen. Työssä on selvitetty, millaisia kulmanopeuksia ja momentteja eri ajanhetkellä ja eri pisteissä simulointimallia esiintyy.Lisäksi selvitetään vaihteistojen portaattoman välityssuhteen muuntomahdollisuudet. Tarkoituksena on saada realistista informaatiota tutkittavien laitteiden toiminnasta. Johtavana ajatuksena on modernien menetelmien käyttäminen uusien innovaatioiden toimivuuden ja äärikohtien tutkimiseksi.

Jatkuvan äänitehojakautuman algoritmi pitkien käytävien äänikenttien mallintamiseen

JÄKÄLA-algoritmi (Jatkuvan Äänitehojakautuman algoritmi Käytävien Äänikenttien LAskentaan) ja sen NUMO- ja APPRO-laskentayhtälöt perustuvat käytävällä olevan todellisen äänilähteen kuvalähteiden symmetriaan. NUMO on algoritmin numeerisen ratkaisun ja APPRO likiarvoratkaisun laskentayhtälö. Algoritmia johdettaessa oletettiin, että absorptiomateriaali oli jakautunut tasaisesti käytävän ääntä heijastaville pinnoille. Suorakaiteen muotoisen käytävän kuvalähdetason muunto jatkuvaksi äänitehojakautumaksi sisältää kolme muokkausvaihetta. Aluksi suorakaiteen kuvalähdetaso muunnetaan neliön muotoiseksi. Seuraavaksi neliön muotoisen kuvalähdetason samanarvoiset kuvalähteet siirretään koordinaattiakselille diskreetiksi kuvalähdejonoksi. Lopuksi kuvalähdejono muunnetaan jatkuvaksi äänitehojakautumaksi, jolloin käytävän vastaanottopisteen äänenpainetaso voidaan laskea integroimalla jatkuvan äänitehojakautuman yli. JÄKÄLA-algoritmin validiteetin toteamiseksi käytettiin testattua kaupallista AKURI-ohjelmaa. AKURI-ohjelma antoi myös hyvän käsityksen siitä, miten NUMO- ja APPRO-yhtälöillä lasketut arvot mahdollisesti eroavat todellisilla käytävillä mitatuista arvoista. JÄKÄLA-algoritmin NUMO- ja APPRO-yhtälöitä testattiin myös vertaamalla niiden antamia tuloksia kolmen erityyppisen käytävän äänenpainetasomittauksiin. Tässä tutkimuksessa on osoitettu, että akustisen kuvateorian pohjalta on mahdollista johtaa laskenta-algoritmi, jota voidaan soveltaa pitkien käytävien äänikenttien pika-arvioinnissa paikan päällä. Sekä teoreettinen laskenta että käytännön äänenpainetasomittaukset todellisilla käytävillä osoittivat, että JÄKÄLA-algoritmin yhtälöiden ennustustarkkuus oli erinomainen ideaalikäytävillä ja hyvä niillä todellisilla käytävillä, joilla ei ollut ääntä heijastavia rakenteita. NUMO- ja APPRO-yhtälöt näyttäisivät toimivan hyvin käytävillä, joiden poikkileikkaus oli lähes neliön muotoinen ja joissa pintojen suurin absorptiokerroin oli korkeintaan kymmenen kertaa pienintä absorptiokerrointa suurempi. NUMO- ja APPRO-yhtälöiden suurin puute on, etteivät ne ota huomioon pintojen erilaisia absorptiokertoimia eivätkä esineistä heijastuvia ääniä. NUMO- ja APPRO- laskentayhtälöt poikkesivat mitatuista arvoista eniten käytävillä, joilla kahden vastakkaisen pinnan absorptiokerroin oli hyvin suuri ja toisen pintaparin hyvin pieni, ja käytävillä, joissa oli massiivisia, ääntä heijastavia pilareita ja palkkeja. JÄKÄLA-algoritmin NUMO- ja APPRO-yhtälöt antoivat tutkituilla käytävillä kuitenkin selvästi tarkempia arvoja kuin Kuttruffin likiarvoyhtälö ja tilastollisen huoneakustiikan perusyhtälö. JÄKÄLA-algoritmin laskentatarkkuutta on testattu vain neljällä todellisella käytävällä. Algoritmin kehittämiseksi tulisi jatkossa käytävän vastakkaisia pintoja ja niiden absorptiokertoimia käsitellä laskennassa pareittain. Algoritmin validiteetin varmistamiseksi on mittauksia tehtävä lisää käytävillä, joiden absorptiomateriaalien jakautumat poikkeavat toisistaan.

Morphological changes of the jejunal mucosa in protracted diarrhea and their correlation with disease duration, weight loss and serum albumin levels

The pathogenesis of protracted diarrhea is multifactorial. In developing countries, intestinal infectious processes seem to play an important role in triggering the syndrome. Thirty-four children aged 1 to 14 months, mean 6.5 months, with protracted diarrhea were studied clinically and in terms of small intestinal mucosal morphology. Mild, moderate or severe hypotrophy of the jejunal mucosa was detected in 82% of cases, and mucosal atrophy was observed in 12%. The intensity of the morphological changes of the jejunal mucosa correlated negatively with serum albumin levels. No correlation was detected between mucosal grading and duration of diarrhea or between mucosal grading and weight reported as percentile. After nutritional support was instituted, serial jejunal biopsies were obtained from 12 patients: five patients submitted to parenteral nutrition for 7 to 38 days, mean 17 days, and 7 patients receiving a hypoallergenic oral diet (semi-elemental formula, 3; chicken formula, 3; human milk, 1). In seven cases (58%) a progressive increase in villus height and a decrease in the number of inflammatory cells were noted. Recovery of the morphologic pattern was accompanied by clinical improvement in all patients

Cytology and systematical position of Stylopids (= Strepsiptera)

Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP)

Nitrosyl ruthenium complexes with general formula [RuCl3,(NO)(P-P)] (P-P={PPh(2)(CH2)(n)PPh(2)},n=1-3 and {PPh(2)-CH=CH-PPh(2)}). X-ray structure of [RuCl3(NO){PPh(2)(CH2)(3)PPh(2)}]

Ruthenium(II) complexes with general formula [RuCl3(NO)(P-P)] were obtained in the solid state, where P-P = PPh(2)(CH2)(n)PPh(2) (n = 1-3) and PPh(2)-CH = CH-PPh(2). The P-31 NMR spectra of these compounds measured in CH2Cl2 showed only singlets, consistent with a fac configuration containing two equivalent phosphorus atoms, However the X-ray diffraction data show that the [RuCl3(NO){PPh(2)(CH2)(3)PPh(2)}] complex crystallizes in a met configuration, where one of the phosphorus atoms is trans to the NO group, in a slightly distorted octahedral geometry. Copyright (C) 1996 Elsevier B.V. Ltd

A Compact Formula for the Derivative of a 3-D Rotation in Exponential Coordinates

We present a compact formula for the derivative of a 3-D rotation matrix with respect to its exponential coordinates. A geometric interpretation of the resulting expression is provided, as well as its agreement with other less-compact but better-known formulas. To the best of our knowledge, this simpler formula does not appear anywhere in the literature. We hope by providing this more compact expression to alleviate the common pressure to reluctantly resort to alternative representations in various computational applications simply as a means to avoid the complexity of differential analysis in exponential coordinates.

Chemical and in vitro study of the potential of 3-(aryl)-2-sulfanylpropenoic acids and their Zn(II) complexes as protective agents against cadmium toxicity

The free H(2)xspa ligands [xspa = pspa, Clpspa, tspa or fspa where p = 3-(phenyl), Clp = 3-(2-chlorophenyl), t = 3-(2-thienyl), f = 3-(2-furyl) and spa = 2-sulfanylpropenoato], their Zn(II) complexes of formula [HQ](2)[Zn(xspa)(2)] (HQ=diisopropylammonium) and the Cd(II) equivalents were prepared and characterized by elemental analysis and by IR, Raman and NMR ((1)H, (13)C) spectroscopy. X-Ray studies of the crystal structures of [HQ](2)[Zn(pspa)(2)], [HQ](2)[Zn(Clpspa)2], [HQ](2)[Zn(tspa)(2)] and [HQ](2)[Zn(fspa)(2)] show that the zinc atom is coordinated to two O atoms and two S atoms of the ligands in a distorted tetrahedral ZnO(2)S(2) environment. In the structures of [HQ](2)[Cd(pspa)(2)] and [HQ](2)[Cd(Clpspa)(2)] the cadmium atom is coordinated to three S atoms and two carboxylato O atoms of the ligands in a distorted trigonal bipyramidal environment. The interchange of ligands between Zn( II) and Cd( II) was studied by (113)Cd NMR spectroscopy. The in vitro protective effect of H(2)xspa and their Zn( II) complexes against Cd toxicity was investigated using the human hepatocarcinoma HepG2 cell line and the pig renal proximal tubule LLC-PK1 cell line. The incorporation of Zn( II) was found to be relevant in the case of H(2)pspa, with an increase observed in the cell viability of the LCC-PK1 cells with respect to the value for the free ligand.

Placental Volumes Measured by 3-Dimensional Ultrasonography in Normal Pregnancies From 12 to 40 Weeks` Gestation

Objective. The purpose of this study was to construct nomograms of placental volumes according to gestational age and estimated fetal weight. Methods. From March to November 2007, placental volumes were prospectively measured by ultrasonography in 295 normal pregnancies from 12 to 40 weeks` gestation and correlated with gestational age and estimated fetal weight. Inclusion criteria were healthy women, singleton pregnancies with normal fetal morphologic characteristics on ultrasonography, and confirmed gestational age by first-trimester ultrasonography. Results. The mean placental volume ranged from 83 cm(3) at 12 weeks to 427.7 cm(3) at 40 weeks. Linear regression yielded the following formula for the expected placental volumes (ePV) according to gestational age (GA): ePV` (cm(3)) = -64.68 + 12.31 x GA (r = 0.572; P < .001). Placental volumes also varied according to estimated fetal weight (EFW), and the following mathematical equation was also obtained by linear regression: ePV = 94.19 + 0.09 x EFW (r = 0.505; P < 0.001). Conclusions. Nomograms of placental volumes according to gestational age and estimated fetal weight were constructed, generating reference values.

3?? Encontro Nacional das Escolas de Governo

O III Encontro Nacional das Escolas de Governo prop??e: Formula????o, difus??o e participa????o na implementa????o da pol??tica de capacita????o, racionaliza????o e otimiza????o de recursos e a????es integradas.