229 resultados para Funções psicológicas superiores
Resumo:
Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)
Resumo:
O contexto esportivo é repleto de muitas manifestações psicológicas. Para se ter sucesso é necessário que ocorra uma grande preparação destes atletas, que devem estar preparados fisicamente, tecnicamente e taticamente para responder às necessidades do esporte, buscando sempre a vitória e a melhor performance nas competições desportivas. A Psicologia do Esporte vem desenvolvendo programas de treinamento psicológico envolvendo técnicos, treinadores e atletas na busca de melhor desempenho nas competições. Hoje em dia o voleibol é um dos esportes mais praticados e assistidos no mundo inteiro, sendo no Brasil o segundo esporte mais praticado. O estado emocional se altera tanto em um período pré-competitivo, onde a incerteza de futuros acontecimentos provoca uma ansiedade, tensão e certo desconforto, quanto no momento da competição e também no período póscompetitivo. O sentimento de vergonha também é manifestado em muitas ocasiões. Várias são as definições encontradas para essa emoção: sentimento penoso de desonra; humilhação; rebaixamento; sentimento de insegurança provocado pelo medo do ridículo; embaraço; indignidade; timidez; acanhamento; sentimento de desconforto, entre outras. . A pesquisa buscou analisar teórica e praticamente as alterações emocionais de atletas em suas funções esportivas. Foi realizada com uma equipe de voleibol feminino, onde se aplicou um questionário fechado, a 21 atletas, com idades entre 13 e 16 anos. Verificou-se com que freqüência as manifestações dos sentimentos de vergonha e ansiedade ocorriam e possivelmente prejudicavam o desempenho das atletas. Após análise dos resultados pode-se concluir que as manifestações de ansiedade foram mais evidenciadas se comparadas as de vergonha. Notamos que, as preocupações quanto ao desempenho e aos erros que podem ser cometidos são muito evidenciados na equipe. A vergonha-meta... (Resumo completo, clicar acesso eletrônico abaixo)
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O presente trabalho teve como objetivo determinar quais variáveis dimensionais da folha são mais adequadas para utilização na estimativa da área foliar do antúrio (Anthurium andraeanum), cv. Apalai, por meio de equação de regressão linear, e comparar o desempenho de diferentes funções de regressão obtidas com o uso de aprendizado de máquina (AM). A variável que melhor estimou a área foliar foi o produto das dimensões lineares (comprimento e largura), CxL, sendo a equação proposta Af = 0.9672 *C x L, com coeficiente de determinação (R²) de 0,99. Verificou-se, também, com o uso de AM, que as funções lineares são mais adequadas para a estimação da área foliar dessa espécie vegetal.
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Funções de pedotransferência são regressões utilizadas para estimar atributos edáficos dependentes a partir de atributos independentes e de fácil determinação. Nesse sentido, são propostas na literatura diversas funções de pedotransferência que visam predizer a resistência do solo à penetração. Objetivou-se, portanto, com este trabalho, desenvolver e comparar a eficiência de cinco funções de pedotransferência para a curva de resistência do solo à penetração, presentes na literatura, por meio do ajuste de dados obtidos tanto com o penetrômetro de impacto (campo) quanto com o penetrômetro eletrônico (laboratório), em um Latossolo manejado sob diferentes modos (convencional e plantio direto). Foram coletadas amostras indeformadas de solo na entrelinha das culturas, nas camadas de 0-0,10, 0,10-0,20 e 0,20-0,30 m, logo após a semeadura, no florescimento e na colheita, para determinação dos atributos físico-hídricos do solo e também da resistência do solo à penetração, com o uso do penetrômetro eletrônico. A resistência do solo à penetração, obtida com o penetrômetro de impacto, foi determinada conforme a variação do conteúdo de água no solo ao longo do ciclo das culturas. As curvas ajustadas de resistência do solo à penetração tiveram a precisão e a acurácia testadas por meio de parâmetros estatísticos e foram comparadas pelo teste F. Houve sobreposição dos valores estimados pelo ajuste das curvas, evidenciando que a maneira de obtenção da resistência do solo à penetração (campo ou laboratório) não influenciou a relação entre a resistência à penetração e os atributos do solo. As equações RP = aUg b; RP = a(1-Ug)b; RP = ae bUg e RP = a + be não diferiram e foram as mais precisas e acuradas na predição da resistência do solo à penetração.
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A estimativa da curva de resistência do solo à penetração (CRP) a partir de variáveis de fácil obtenção, como o conteúdo de água, representa uma medida útil não só para a quantificação do estado de compactação, mas também para facilitar a interpretação da resistência do solo à penetração obtida em diferentes condições de campo. O objetivo deste trabalho foi estimar a CRP em solos de diferentes granulometrias e densidades, a partir de dados obtidos com o penetrômetro de impacto. O experimento foi realizado no laboratório de Pedologia da Faculdade de Ciências Agrárias e Veterinárias (UNESP), Jaboticabal, SP. Foram utilizadas quatro classes de solos: Neossolo Quartzarênico, Argissolo Vermelho-Amarelo, Latossolo Vermelho distrófico e Latossolo Vermelho acriférrico, os quais foram coletados na camada de 0-0,20 m. Colunas de PVC, com dimensões de 0,25 m de diâmetro e 0,6 m de altura, foram preenchidas de forma a obter duas condições de compactação: menor densidade e maior densidade do solo. O conteúdo de água nos solos, inicialmente elevado até o ponto de saturação, foi monitorado diariamente por meio de um medidor eletrônico tipo TDR (Profile Probe PR2 acoplado ao Moisture Meter HH2). A resistência do solo à penetração foi mensurada por meio de um penetrômetro de impacto adaptado para vaso. Os pares de dados entre a resistência do solo à penetração e o conteúdo de água foram ajustados, e as CRP foram submetidas ao teste de significância. A relação entre a resistência do solo à penetração e o conteúdo de água foi descrita pelo modelo exponencial decrescente: em que RP representa a resistência do solo à penetração (MPa); Ug é o conteúdo de água (kg kg-1); e A, B e C são os coeficientes da equação. Foram obtidos coeficientes de determinação que variaram de 0,79 a 0,96.
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Foram utilizados quatorze modelos de regressão aleatória, para ajustar 86.598 dados de produção de leite no dia do controle de 2.155 primeiras lactações de vacas Caracu, truncadas aos 305 dias. Os modelos incluíram os efeitos fixos de grupo contemporâneo e a covariável idade da vaca ao parto. Uma regressão ortogonal de ordem cúbica foi usada para modelar a trajetória média da população. Os efeitos genéticos aditivos e de ambiente permanente foram modelados por meio de regressões aleatórias, usando polinômios ortogonais de Legendre, de ordens cúbicas. Diferentes estruturas de variâncias residuais foram testadas e consideradas por meio de classes contendo 1, 10, 15 e 43 variâncias residuais e de funções de variâncias (FV) usando polinômios ordinários e ortogonais, cujas ordens variaram de quadrática até sêxtupla. Os modelos foram comparados usando o teste da razão de verossimilhança, o Critério de Informação de Akaike e o Critério de Informação Bayesiano de Schwar. Os testes indicaram que, quanto maior a ordem da função de variâncias, melhor o ajuste. Dos polinômios ordinários, a função de sexta ordem foi superior. Os modelos com classes de variâncias residuais foram aparentemente superiores àqueles com funções de variância. O modelo com homogeneidade de variâncias foi inadequado. O modelo com 15 classes heterogêneas foi o que melhor ajustou às variâncias residuais, entretanto, os parâmetros genéticos estimados foram muito próximos para os modelos com 10, 15 ou 43 classes de variâncias ou com FV de sexta ordem.
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Foram utilizados 21.762 registros de peso do nascimento aos 550 dias de idade de 4.221 animais para estimativa das funções de covariância empregando modelos de regressão aleatória. Os modelos incluíram, como aleatórios, os efeitos genéticos aditivo direto e materno, de ambiente permanente de animal e de ambiente permanente materno e, como fixos, os efeitos de grupo contemporâneo, a idade da vaca ao parto (linear e quadrático) e o polinômio ortogonal de Legendre da idade do animal (regressão cúbica), como covariáveis. As variâncias residuais foram modeladas por uma função de variâncias com ordens de 2 a 6. Análises com polinômios ortogonais de diversas ordens foram realizadas para os efeitos genético aditivo direto, genético aditivo materno, de ambiente permanente de animal e de ambiente permanente materno. Os modelos foram comparados pelos critérios de informação Bayesiano de Schwarz (BIC) e Akaike (AIC). O melhor modelo indicado por todos os critérios foi o que considerou o efeito genético aditivo direto ajustado por um polinômio cúbico, o efeito genético materno ajustado por um polinômio quadrático, o efeito de ambiente permanente de animal ajustado por polinômio quártico e o efeito de ambiente permanente materno ajustado por polinômio linear. As estimativas de herdabilidade para o efeito direto foram maiores no início e no final do período estudado, com valores de 0,28 ao nascimento, 0,21 aos 240 dias e 0,24 aos 550 dias de idade. As estimativas de herdabilidade materna foram maiores aos 160 dias de idade (0,10) que nas demais fases do crescimento. As correlações genéticas variaram de moderadas a altas, diminuindo conforme o aumento da distância entre as idades. Maior eficiência na seleção para peso pode ser obtida considerando os pesos pós-desmama, período em que as estimativas de variância genética e herdabilidade foram superiores.
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Foram utilizados 35.732 registros de peso do nascimento aos 660 dias de idade de 8.458 animais da raça Tabapuã para estimar funções de covariância utilizando modelos de regressão aleatória sobre polinômios de Legendre. Os modelos incluíram: como aleatórios, os efeitos genético aditivo direto, materno, de ambiente permanente de animal e materno; como fixos, os efeitos de grupo de contemporâneo; como covariáveis, a idade do animal à pesagem e a idade da vaca ao parto (linear e quadrática); e sobre a idade à pesagem, polinômio ortogonal de Legendre (regressão cúbica) foi considerado para modelar a curva média da população. O resíduo foi modelado considerando sete classes de variância e os modelos foram comparados pelos critérios de informação Bayesiano de Schwarz e Akaike. O melhor modelo apresentou ordens 4, 3, 6, 3 para os efeitos genético aditivo direto e materno, de ambiente permanente de animal e materno, respectivamente. As estimativas de covariância e herdabilidades, obtidas utilizando modelo bicaracter, e de regressão aleatória foram semelhantes. As estimativas de herdabilidade para o efeito genético aditivo direto, obtidas com o modelo de regressão aleatória, aumentaram do nascimento (0,15) aos 660 dias de idade (0,45). Maiores estimativas de herdabilidade materna foram obtidas para pesos medidos logo após o nascimento. As correlações genéticas variaram de moderadas a altas e diminuíram com o aumento da distância entre as pesagens. A seleção para maiores pesos em qualquer idade promove maior ganho de peso do nascimento aos 660 dias de idade.
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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)
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Foram ajustadas 7239 curvas de lactação de vacas Caracu, controladas semanalmente entre os anos de 1978 a 1988, pertencentes à Fazenda Chiqueirão, Poços de Caldas, MG. As funções utilizadas foram a linear hiperbólica (FLH), a quadrática logarítmica (FQL), a gama incompleta (FGI) e a polinomial inversa (FPI). Os parâmetros foram estimados por meio de regressões não lineares, usando-se processos iterativos. A verificação da qualidade do ajuste baseou-se no coeficiente de determinação ajustado (R²A), no teste de Durbin-Watson (DW) e nas médias e desvios-padrão estimados para os parâmetros e funções dos parâmetros dos modelos. Para a curva média, os R²A foram superiores a 0,90 para todas as funções. Bons ajustes, baseados nos R²A>0,80 foram obtidos, respectivamente, por 25,2%, 39,1%, 31,1% e 28,4% das lactações ajustadas pelas funções FLH, FQL, FGI e FPI. de acordo com o teste de DW, bons ajustes foram proporcionados para 29,4% das lactações ajustadas pela FLH, 54,9% pela FQL, 34,9% pela FGI e 29,6% pela FPI. Para ambos os critérios, a FQL foi superior às demais funções, indicando grande variação nas formas das curvas de lactação geradas pelos ajustes individuais. Curvas atípicas foram estimadas pelas funções, com picos ocorrendo antes do parto e algumas vezes após o término da lactação. Todas as funções apresentaram problemas quando ajustaram dados individuais.
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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)
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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)
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Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq)
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O objetivo deste trabalho foi verificar o efeito da idade no expoente da função-potência nas Condições experimentais Perceptiva, Memória e Inferência. Para cada Condição, as faixas etárias dos sujeitos variaram de 17 a 34 anos (I), 38 a 57 anos (II) e 58 a 77 anos de idade (III). Os sujeitos estimaram áreas dos Estados do Brasil, utilizando o método psicofísico de estimação de magnitude. Os resultados obtidos pelas três Faixas etárias não diferiram para cada Condição experimental, com exceção da Condição Memória (24 horas). A análise entre as Condições experimentais e Faixas etárias evidenciou uma diferença da Condição Perceptiva em relação às demais, não havendo diferenças entre as Condições Memória e Inferência. Os dados apresentados sugerem que no processo de relembrar, não há perda da informação em função da idade.
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Objective: To analyze the effect of arm bracing posture on respiratory muscle strength and pulmonary function in patients with Chronic Obstructive Pulmonary Disease (COPD).Methods: 20 patients with COPD (11 male; 67 +/- 8 years; BMI 24 +/- 3 Kg . m(-2)) were submitted to assessments of Maximal Inspiratory and Expiratory Pressures (MIP and MEP, respectively) and spirometry with and without arm bracing in a random order. The assessment with arm bracing was done on standing position and the height of the support was adjusted at the level of the ulnar styloid process with elbow flexion and trunk anterior inclination of 30 degrees promoting weight discharge in the upper limbs. Assessment without arm bracing was also performed on standing position, however with the arms relaxed alongside the body. The time interval between assessments was one week.Results: MIP, MEP and maximal voluntary ventilation (MW) were higher with arm bracing than without arm bracing (MIP 64 +/- 22 cmH(2)O versus 54 +/- 24 cmH(2)O, p = 0,00001; MEP 104 +/- 37 cmH(2)O versus 92 +/- 37 cmH(2)O, p = 0,00001 and MW 42 +/- 20 L/min versus 38 +/- 20 L/min, p = 0,003). Other variables did not show statistical significant difference.Conclusion: The arm bracing posture resulted in higher capacity to generate force and endurance of the respiratory muscles in patients with COPD. (C) 2009 Published by Elsevier Espana, S.L. on behalf of Sociedade Portuguesa de Pneumologia. All rights reserved.