BIOLOGIA DE ANOFELINOS AMAZÔNICOS. XIV. ISOENZIMAS DE ESTERASE EM ANOPHELES TRIANNULATUS (NEIVA & PINTO, 1922)

Foram estudadas populações de Anopheles triannulatusprocedentes da hidrelétrica de Balbina (AM), quanto ao sistema das esterases, usando-se gel de poliacrilamida e como substrato α-naftil propionato A análise eletroforética possibilitou identificar seis zonas de atividade e o mecanismo de herança foi estudado para cinco locique foram polimórficos. Foram detectados dois alelos para as esterases 1, 2 e 4 e três para as esterases 3 e 5, sendo todos de ação codominante. Os dados de frequências gênicas mostraram-se diferentes para os alelos em cada locus.Os valores de qui-quadrados para as frequências genotípicas evidenciaram que a população não está em equilíbrio para todos os loci,sendo as frequências observadas dos homozigotos superiores as esperadas. Esses resultados foram interpretados como decorrentes de alterações ambientais que estão ocorrendo na área em estudo.

Efeito do forrageamento de Eciton Burchelli (Hymenoptera, Formicidae) sobre a Araneofauna de liteira em uma floresta tropical de terra firme na Amazônia Central

Investigamos o efeito do forrageamento de formigas de correição da espécie Eciton burchelli, a qual caça em forma de enxame, sobre a comunidade de aranhas de liteira em uma floresta tropical de terra firme na Amazônia Central. O método usado foi a amostragem de aranhas por triagem manual de liteira, coletando-se 20 quadrados na frente de 7 enxames de caça das formigas e 20 quadrados logo após a passagem das formigas. As aranhas foram identificadas ao nível de gênero ou espécie e efeitos significativos foram avaliados levando-se em conta o espectro de aranhas-presa destas formigas, conhecido por um estudo na mesma área. Discutem-se as dificuldades e possíveis erros na avaliação do efeito das formigas sobre artrópodos causados pela variância natural de abundâncias e pela restrição da metodologia sob as circunstâncias estudadas.

Seleção de modelos polinomiais para representar o perfil e volume do fuste de Tectona grandis L.f.

A precisão do volume de um povoamento florestal torna-se importante à medida que as empresas florestais integram verticalmente suas atividades e o resíduo da elaboração de um produto torna-se matéria-prima para outros. Os estudos realizados objetivaram avaliar a acurácia dos modelos polinomiais propostos por Schöepfer (1966), Hradetzky (1976) e Goulding & Murray (1976), na estimativa dos diâmetros e volumes ao longo do fuste de Tectona grandis L.f. de quatro povoamentos localizados na microrregião do Baixo Rio Acre e, ainda, testar a identidade do melhor modelo polinomial, avaliando-se a adequação de manter as áreas agrupadas ou segregá-las em grupos menores ou individualmente. A base de dados foi constituída de 159 árvores cubadas rigorosamente. Na avaliação da acurácia dos modelos foram empregadas estatísticas de desvio médio, desvio padrão das diferenças, soma dos quadrados dos resíduos relativos e resíduos percentuais. O modelo Goulding & Murray (1976) gerou as melhores estimativas de diâmetros e volumes ao longo do fuste, seguido pelos modelos Hradetzky (1976) e Schöepfer (1966). O teste de identidade de modelo mostrou ser mais adequado realizar ajustes independentes para as áreas 1 e 4 e para o subgrupo 2 e 3.

Avaliar a correlação entre a concentração da hemoglobina e a medida ecográfica do diâmetro biventricular externo em fetos anêmicos de gestantes isoimunizadas

OBJETIVO: Verificar se existe correlação significativa entre a medida ecográfica do diâmetro biventricular externo e a concentração sérica da hemoglobina fetal pré-transfusional e se essa medida ecográfica poderá vir a ser utilizada como marcador não invasivo da anemia fetal. MÉTODOS: Estudo transversal prospectivo, no qual foram selecionadas 65 cordocenteses realizadas em 36 fetos anêmicos de mães portadoras de isoimunização pelo fator Rh. Obteve-se a medida do diâmetro biventricular externo (DBVE), por meio do modo M, utilizando-se aparelho de ultra-som convencional. Anterior à transfusão foi obtida amostra de 0,5ml de sangue fetal, para dosagem da hemoglobina, sendo a medida imediatamente realizada através de espectrofotometria, no equipamento Hemocue®. Como análise estatística foi utilizada a regressão dos mínimos quadrados, aceitando-se p<0,05 e análise multivariada. RESULTADOS: Foram observadas correlação inversa entre a concentração da hemoglobina no sangue fetal no momento prévio à transfusão e a medida do DBVE e correlação direta entre a medida do DBVE e a idade gestacional, e, também, através da análise multivariada que, à medida que a concentração de hemoglobina fetal cai, o DBVE aumenta, independentemente da influência da idade gestacional nesse parâmetro. CONCLUSÃO: Existe correlação inversa entre a concentração da hemoglobina no sangue fetal e a medida do DBVE, independente da idade gestacional. Os achados sugerem que o DBVE poderá vir a ser um marcador ecográfico de predição do nível de hemoglobina de fetos de gestantes isoimunizadas.

Avaliação da variabilidade da freqüência cardíaca em mulheres climatéricas treinadas e sedentárias

FUNDAMENTO: Alterações da função autonômica cardíaca são freqüentes no climatério e diferentes métodos têm sido empregados para conhecê-las e minimizá-las. OBJETIVO: Estudar a interferência da atividade física dinâmica aeróbica de baixa intensidade sobre a variabilidade da freqüência cardíaca (VFC) de mulheres climatéricas. MÉTODOS: Estudo transversal que analisou a VFC de 15 mulheres climatéricas com média de idade de 56,8 ± 4,9 anos, que já se encontravam em treinamento físico (caminhada de uma hora diária, três vezes por semana) há pelo menos dois anos (grupo ativo), e de 15 mulheres climatéricas (56,5 ± 3,7 anos) sedentárias (grupo sedentário). Todas as voluntárias não faziam uso de reposição hormonal. Os dados da VFC foram comparados entre os grupos por meio do teste U de Mann-Whitney. RESULTADOS: Houve diferenças significativas tanto no domínio da freqüência como no domínio do tempo das seguintes variáveis da VFC, em medianas, para os grupos ativo e sedentário, respectivamente: potência total (22.626,50 ms² e 4.432,10 ms²), componente baixa freqüência (741,20 ms² e 131,70 ms²), componente alta freqüência (668,90 ms² e 131,70 ms²), desvios padrão dos intervalos RR (51,60 ms e 22,50 ms), raiz quadrada da soma dos quadrados das diferenças entre os intervalos RR (35,30 ms e 15,90 ms) e porcentagem de intervalos RR adjacentes maiores que 50 ms (6,6% e 0,2%). CONCLUSÃO: O estudo sugere que o treinamento aeróbio pode ter propiciado significativa melhoria da função autonômica cardíaca das mulheres climatéricas do grupo ativo, podendo ser uma opção útil para preservar essa condição funcional sem necessidade de terapias de reposição hormonal.

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 = + Σ (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.

Aspectos da determinação da área basal em função da média aritmética dos diâmetros: II - vícios na determinação da área basal retirada

Em estudos teóricos, em amostras geradas em computador, e em desbastes conduzidos em povoamentos florestais, foram determinados os vícios cometidos no cálculo da área basal retirada a partir da média aritmética dos diâmetros. Os resultados contra-indicam êsse tipo de cálculo para a determinação da área basal retirada, devendo ser utilizada a determinação a partir da soma dos quadrados dos diâmetros.

Aspectos da determinação da área basal em função da média aritmética dos diametros III: vícios na determinação da área basal remanescente

São determinados vícios no cálculo da área basal remanescente a partir da média aritmética dos diâmetros, em comparação com o método de cálculo a partir da soma dos quadrados dos diâmetros. Os estudos são conduzidos tanto teòricamente como em amostras geradas em computador, com confirmações com dados coletados em desbastes de povoamentos florestais. Os resultados mostram-se desfavoráveis ao uso da média aritmética para determinações da área basal remanescente.

Nutrição mineral do Panicum maximum cv. Makueni I: cresimento, concentração e extração dos macronutrientes

O trabalho foi conduzido em área de pasto já formado e rebaixado, situado na Fazenda Canchim (UEPAE de São Carlos -EMBRAPA), São Carlos, SP, em Latossolo Vermelho Amarelo, fase arenosa. Com a finalidade de avaliar o crescimento, através da produção de matéria seca, a concentração e acúmulo de macronutriena partir dos 30 dias após o rebaixamento até aos 180 dias. A área foi adubada com nitrogênio correspondendo à 250 kg de sulfato de amônio por hectare. Em intervalos de 30 dias após o rebaixamento até aos 180 dias, foram coletadas quatro metros quadrados das plantas ao acaso, sem subdividir em folhas e caules. O material seca à 80°C, e analisado para N, P, K, Ca, Mg, S. A concentração de nitrogênio é máxima aos 30 dias com 1,62% e mínima aos 120 dias com 0,72%. A concentração de fósforo é máxima aos 180 dias com 0,87% e mínima aos 60 dias com 0,003%. A concentração de potássio é linear com as idades variando de 2,8% a 0,76% aos 180 dias. A concentração de cálcio é máxima aos 90 dias com 0,53%. Não há variação na concentração de magnésio em função da idade da planta. A concentração de enxofre varia de 0,14% aos 30 dias para um mínimo aos 120 dias com 0,07%. O acúmulo de fósforo, potássio, cálcio é máximo aos 90 dias. 0 acúmulo de magnésio é máximo aos 120 dias O acúmulo de enxofre é máximo aos 60 dias. A exportação de macronutrientes contida na produção máxima de 1425 kg de matéria seca por hectare obedece á seguinte ordem: potássio-30,4; nitrogênio -13,9 kg; cálcio-7,0 kg; magnésio-6,3kg; enxofre-1,3 kg; fósforo-1,2 kg.

Nutrição mineral do Panicum maximum cv. Makueni II: concentração e extração de micronutrientes

O trabalho foi conduzido em área de pasto já formado e rebaixado, situado na Fazenda Canchim (UEPAE de São Carlos EMBRAPA), São Carlos - SP, em Latossolo Vermelho Amarelo, fase arenosa. Com a finalidade de avaliar a concentração e acúmulo de micronutrientes a partir dos 30 dias após o rebaixamento até aos 180 dias. A área foi adubada com nitrogênio correspondendo à 250 kg de sulfato de amônio por hectare. Em intervalos de 30 dias após o rebaixamento até aos 180 dias, foram coletadas quatro metros quadrados das plantas ao acaso, sem sub dividir em folhas e caules O material seco à 80°C, foi analisado para Cu, Zn, B, Mn e Fe. Os autores concluíram que: . A concentração de cobre é mais elevada aos 30 dias com 7,63ppm. . A concentração de zinco é maxima aos 180 dias com 22,66 ppm e mínima aos 120 dias com 12, 42ppm . A concentração de boro e maxima aos 150 dias com 11,76 ppm e mínima aos 60 dias com 1,69 ppm. . A concentração de manganês é máxima aos 180 dias com 133,85 ppm e mínima aos 30 dias com 49,64 ppm. . A concentração de ferro é máxima aos 180 dias com 236,25 ppm e mínima aos 90 dias com 136,22ppm . O acúmulo de cobre é máximo aos 90 dias. . O acúmulo de boro de mangês é máximo aos 180 dias. . O acúmulo de zinco e ferro não diferiu nas diferentes idades. A exportação de micronutrientes contida na produção máxima de 1.425 kg de matéria seca por hectare obedece a seguinte ordem: ferro - 286 g; manganês - 157 g; zinco - 23g; boro - 13,2g e cobre 7,6 g.

Metodologia para infestação artificial de ovos de Diatraea saccharalis(Fabr., 1794) em cana-de-açúcar visando estudos com Trichogramma spp

A presente pesquisa teve por objetivo desenvolver técnicas para infestação artificial de cana-de-açúcar com ovos de Diatraea saccharalis (Fabr.,1794) visando aos estudos com Trichogramma spp. Avaliou-se a forma mais adequada de obtenção de ovos de D. saccharalis na planta, estudando-se o parasitismo por Trichogramma distinctum Zucchi, 1988 e T. galloi Zucchi, 1988 sobre ovos colocados em papel sulfite e sobre ovos obtidos na propria folha de cana-de-açúcar, através do confinamento de casais de broca sobre a mesma. Paralelamente, desenvolveu-se uma técnica para se estimar o número de ovos obtidos nas infestações artificiais, que consistia na colocação de uma folha transparente e quadriculada sobre a postura, avaliando-se o número de "quadrados" correspondentes à área da mesma. 0 numero de ovos era então estimado através de equações de regressão obtidas em função do tamanho da postura. A utilização de papel sulfite na infestação de ovos de D. saccharalis diminuiu o parasitismo por T. galloi e T. distinctum, sendo o confinamento de casais da broca-da-cana sobre a folha de cana-de-açúcar, a forma mais adequada para obtenção dos ovos desta praga, nos estudos com estes parasitóides. A metodologia desenvolvida para contagem de ovos de D. saccharalis mostrou-se valida para as infestações artificiais em campo.

Infestação domiciliária em grau extremo por Triatoma infestans

Uma pequena cafua com 4 dependências e sòmente um quarto de dormir, com uma área de 60 [metros quadrados] de paredes internas, construída em 1949, foi reconhecida desde 1951 como uma das mais infestadas por triatomas, no Município de Bambuí. De outrubro a dezembro de 1951 foram nela capturados, por meio de 26 expurgos com pós de pirêtro, 2 505 exemplares de T. infestans e 3 de P. megistus. Em dezembro de 1951 foram recolhidos pelo mesmo processo, em 5 dias seguidos, mais de 4 645 T. infestans e 1 P. megistus. A cafua foi demolida em janeiro de 1955, tendo sido capturados ainda 1 398 T. infestans, perfazendo-se assim, um total de 8 552 barbeiros apanhados em uma única cafua! Observou-se uma baixa das percentagens de infecção de T. infestans por S. cruzi, que de 37,7% em 1951, caiu para 6,5% em 154. Nos indivíduos adultos ela baixou de 61,5% para 9,4%, nas ninfas de 33,3% para 3,5%, diferenças essas que se mostraram estatisticamente significativas. Todos os 6 moradores eram portadores de doença de Chagas; a reação de fixação do complemento foi positiva em todos e o xenodiagnóstico em 4 dêles. O hemograma, feito em 5 dêsses indivíduos, revelou graus variáveis de anemia. Sòmente o chefe da família, um homem de 49 anos, era caso de cardiopatia chagásica crônica, apresentando bloqueio completo de ramo direito. O último filho do casal faleceu aos 14 meses com edema generalizado, sendo possìvelmente um caso de esquizotripanose aguda, embora um único exame a fresco tenha sido negativo, pouco antes da morte.

Prospecção hidrobiológica da Baía de Sepetiba

Côr das águas de Sepetiba; as pròpriamente marítimas, pela Escala de Forel e as outras côres aparentes totais feitas por comparação com escalas de SÉGUY e com o Dicionário de Côres de MAERZ & PAUL, 1950. Côr Forel nº6 mostrava no litoral cirrípedes como a Tetraclita squamosa, nas rochas; Águas com a cianofícea planctônica Trichodesmium erythraeum tinham côr de "fôlha de bananeira" ou alpine green. O verde esmeralda mais intenso no local 7, com plancto maciço da diatomácea Coscinodiscus; a parte central da Baía com 150 [quilometros quadrados], cheia de larvas de camarão Penaeus schmidti, águas de cõr de ferrugem nas superfícies das águas; os estuários côr caramelo, isabellinus e bistre. Êste levantamento preliminar serve para comparações futuras, pois a Baía de Sepetiba ainda não é poluída. Futuramente haverá um pôrto de minérios com 3.000.000 de toneladas anuais, cais do pôrto, siderúrgicas e outras indústrias que a poluirão. Várias cõres de águas poluídas da Baía de Guanabara, como águas negras, águas côr de asfalto e outras escurecidas não foram encontradas em Sepetiba. Também não foram encntradas "águas vermelhas" com plancto predominante de dinoflagelados do que já vimos na Baía de Guanabara seguidos de mortandadas de peixes. A fig. 3 mostra as curvas de transparência, e a relação entre côr e transparência é dada para as côres totais aparentes. Foi marcado o coeficiente de extinção da luz K, pelo cálculo a partir do Disco de Secchi. Havendo poluições todos êsses dados que apresentamos deverão ser alterados.

Efeito direto e interativo do período de avaliação sobre a orientação temporal dos gestores

O objetivo neste estudo é investigar o efeito direto e interativo do período de avaliação sobre a orientação temporal dos gestores (OTG), isto é, o horizonte de tempo entre o momento de alocação de recursos e o momento do impacto financeiro dessa alocação. Tendo por base a literatura contábil e econômica, são examinadas as seguintes hipóteses: um período de avaliação mais de longo prazo afeta positivamente a OTG e o efeito positivo de um período de avaliação mais de longo prazo sobre a OTG é maior no caso de maior importância atribuída a medidas não financeiras do que a medidas financeiras de desempenho. Aplica-se a técnica estatística de mínimos quadrados parciais (PLS) para testar as hipóteses deste estudo, sendo os dados coletados por meio de um levantamento realizado junto a 66 gestores de nível intermediário que atuam em 11 empresas. Os resultados sugerem que o período de avaliação não possui efeitos diretos sobre a OTG; no entanto, quando considerada sua interação com a medida de desempenho, os resultados indicam que o efeito do período de avaliação sobre a OTG depende da importância relativa de medidas financeiras versus não financeiras. A principal implicação desses resultados é que o uso de um período de avaliação de longo prazo em combinação com um peso maior atribuído a medidas não financeiras de desempenho não afeta positivamente a OTG; ao contrário, esse efeito positivo sobre a OTG está presente quando um período de avaliação de curto prazo está associado a menor importância de medidas não financeiras de desempenho.

Análise da complexidade nas estruturas de governança entre supermercados e produtores agrícolas convencionais e orgânicos no Brasil e nos Estados Unidos: a influência do custo de transação e de mensuração

Pressupõe-se que o ambiente institucional tem um papel relevante em determinar a governança, já que pode implicar diferentes custos de transação para os agentes econômicos. Tendo como base a nova economia institucional (NEI), o objetivo neste artigo foi entender a complexidade da estrutura de governança entre supermercados e fornecedores de produtos (frutas, legumes e verduras - FLV) orgânicos e convencionais em dois diferentes ambientes institucionais (Brasil e Estados Unidos). Para testar as hipóteses, realizaram-se 128 entrevistas, as quais foram analisadas com a criação de alguns índices e realizadas, posteriormente, algumas regressões usando mínimos quadrados ordinários (MQO) com estimativa robusta dos desvios. Os resultados encontrados mostraram que os influenciadores da complexidade entre as estruturas de governança diferem a depender do ambiente institucional, mas também foram observadas algumas semelhanças entre os dois países analisados. Conclui-se ao final do trabalho que há evidências empíricas, demonstradas por meio da criação desses índices, de que o ambiente institucional importa na complexidade e no critério de escolha da estrutura de governança a ser utilizada.