Opções reais na análise de contratos de leasing

Este artigo procura incorporar a precificação de opções à análise tradicional do contrato de leasing. Após uma breve revisão dos conceitos básicos sobre opções, questionam-se os critérios tradicionais de análise de investimentos, propondo a utilização de opções reais como um instrumento para aprimorar a avaliação de contratos de leasing. O contrato de leasing operacional é avaliado incorporado a opções e observam-se diversos direitos oferecidos nos contratos de leasing que podem assumir o papel de opções, enriquecendo a análise do VPL.

Simulação de técnicas de engenharia de reservatórios: exemplo de utilização de opções reais

Este trabalho teve como objetivo incluir flexibilidade gerencial (tais como técnicas de recuperação complementar de óleo) na avaliação de reservatórios. Concluímos que essas técnicas podem aumentar o valor dos reservatórios em até 25% segundo a teoria de opções reais. A principal vantagem da metodologia de teoria de opções em relação à tradicional técnica de fluxo de caixa descontado é levar em conta as questões operacionais da indústria do petróleo. Utilizamos dois modelos clássicos para a precificação de reservatórios de petróleo e aplicamos uma análise de sensibilidade para determinar quais fatores são mais relevantes no seu valor econômico. Como era de se esperar, em ambos os modelos, o tempo de concessão e a taxa de convenience e/ou dividend yield foram os fatores mais importantes.

Opções reais e interações com a flexibilidade financeira

Este estudo tem dois objetivos principais. Primeiro, fornece um panorama abrangente da literatura e das aplicações existentes em opções reais, apresentando princípios práticos para a quantificação do valor das opções reais. Segundo, dá um primeiro passo para ampliar a literatura sobre opções reais para que ela reconheça interações com a flexibilidade financeira. A revisão da literatura acompanha a evolução da revolução das opções reais com base em desdobramentos temáticos que tratam das críticas iniciais, das abordagens conceituais, das bases e blocos componentes, da valoração neutra em relação ao risco e do ajuste ao risco, das contribuições analíticas da valoração de diferentes opções separadamente, das interações entre opções, das técnicas numéricas, das opções competitivas e estratégicas, das diversas aplicações e da direção da pesquisa no futuro.

Incentivos governamentais em PPP: uma análise por opções reais

Em novembro de 2005, o Governo do Estado lançou edital de licitação para serviços de transporte de passageiros da Linha 4 do Metrô de São Paulo. Neste trabalho, utilizamos a metodologia de opções reais para modelar o impacto dos incentivos governamentais existentes no contrato de concessão sobre o valor do projeto, determinar o grau de redução de risco obtido e o seu custo para o Estado. Os resultados indicam que estes incentivos são eficazes em reduzir o risco do projeto e aumentam o seu resultado em 36%, a um custo para o Estado de 5% do valor total do projeto. Adicionalmente, analisamos também a relação custo/benefício para o Estado de modelos alternativos de mitigação de risco e mostramos que, sem aumentar o custo para o Governo, a eficácia desse mecanismo pode ser incrementada aumentando-se o peso da parcela de garantia de demanda em relação à parcela de contraprestação.

Mortalidade por causas violentas no município de São Paulo: II - mortes acidentais

Foram estudados óbitos por causas violentas no município de São Paulo (Brasil), nos anos de 1960, 1965, 1970 e 1975, limitando-se, esta apresentação, às mortes acidentais, incluídos os acidentes de trânsito, domésticos e do trabalho. O objetivo foi caracterizar essa mortalidade segundo as reais causas de morte, relacionando-as com variáveis consideradas importantes do ponto de vista epidemiológico, bem como o momento e o local de ocorrência dos acidentes que levaram à morte. Os resultados encontrados permitiram mostrar a importância crescente dos acidentes de trânsito que, em números absolutos, aumentaram 455% do início para o fim do período analisado. Os coeficientes de mortalidade, em 1975, colocaram o município de São Paulo entre as localidades que apresentam mais alto risco de morte por essa causa. Notou-se uma maior mortalidade no sexo masculino, bem como evidenciou-se que, aproximadamente, 80% dos óbitos foram de pedestres. No grupo das mortes causadas pelos "demais acidentes", os tipos apresentaram importâncias diferentes, conforme a faixa etária considerada: nas idades baixas chamaram a atenção as quedas de berço, janelas e em poços; no grupo de 5 a 14 anos, os afogamentos, e na idade adulta, novamente, as quedas, constituindo-se em acidentes do trabalho na construção civil. Os dados evidenciam que os coeficientes de mortalidade pelos "demais acidentes" mantiveram-se relativamente constantes com ligeira tendência ao declínio.

Complexação de íons de metais por matéria orgânica dissolvida: modelagem e aplicação em sistemas reais

Os íons de metais pesados são conhecidos tanto pela sua importância fisiológica e industrial, bem como pelo risco ambiental e à saúde humana. Para elucidar o comportamento dessas espécies nos corpos hídricos, os quais recebem grande parte da descarga de metais, seja de origem antrópica ou por fontes naturais, é necessário entender as interações que elas apresentam com o meio, principalmente a especiação química. Um dos mais importantes processos pelos quais passam as espécies metálicas em corpos aquáticos naturais é a interação com a matéria orgânica dissolvida (MOD), que pode ser por adsorção, reações de troca iônica ou por complexação. Neste trabalho foram realizados vários experimentos com o objetivo de descrever o comportamento da complexação de três importantes cátions Cu(II), Cd(II) e Pb(II) com a matéria orgânica (ácido húmico comercial), sob condições diversas de força iônica em meio tamponado. Os resultados foram avaliados de acordo com o modelo de van den Berg e Kramer para a complexação de metais. O modelo foi aplicado na determinação da capacidade de complexação dos íons em amostras reais, oriundas de três rios maranhenses que integram a Amazônia legal: Itapecuru, Bacanga e Pericumã. Nas águas dos rios utilizou-se o parâmetro carbono orgânico dissolvido (COD) para expressar a MOD. Os resultados confirmaram forte interação entre a MOD e íons de metais pesados e que o modelo de van den Berg e Kramer é satisfatório para se estimar a constante de complexação (K) e a concentração de sítios de complexação (Lt). Nas amostras simuladas em laboratório a ordem de complexação dos metais foi Cu(II) > Cd(II) > Pb(II) e a capacidade de complexação mostrou ser linear em função da concentração de ácido húmico comercial. Acredita-se que por ter menor raio iônico, o íon Cu(II) possui maior afinidade com os sítios de complexação. Nas amostras retiradas dos corpos aquáticos, observou-se que o rio com maior concentração de COD (rio Bacanga) apresentou maior capacidade de complexação; entretanto, a ordem foi Pb(II) > Cu(II) > Cd(II) provavelmente devido à presença de íons Cu(II) em maior quantidade nas águas dos rios.

A determinação dos números de indivíduos mínimos necessários na experimentação genética

The main object of the present paper consists in giving formulas and methods which enable us to determine the minimum number of repetitions or of individuals necessary to garantee some extent the success of an experiment. The theoretical basis of all processes consists essentially in the following. Knowing the frequency of the desired p and of the non desired ovents q we may calculate the frequency of all possi- ble combinations, to be expected in n repetitions, by expanding the binomium (p-+q)n. Determining which of these combinations we want to avoid we calculate their total frequency, selecting the value of the exponent n of the binomium in such a way that this total frequency is equal or smaller than the accepted limit of precision n/pª{ 1/n1 (q/p)n + 1/(n-1)| (q/p)n-1 + 1/ 2!(n-2)| (q/p)n-2 + 1/3(n-3) (q/p)n-3... < Plim - -(1b) There does not exist an absolute limit of precision since its value depends not only upon psychological factors in our judgement, but is at the same sime a function of the number of repetitions For this reasen y have proposed (1,56) two relative values, one equal to 1-5n as the lowest value of probability and the other equal to 1-10n as the highest value of improbability, leaving between them what may be called the "region of doubt However these formulas cannot be applied in our case since this number n is just the unknown quantity. Thus we have to use, instead of the more exact values of these two formulas, the conventional limits of P.lim equal to 0,05 (Precision 5%), equal to 0,01 (Precision 1%, and to 0,001 (Precision P, 1%). The binominal formula as explained above (cf. formula 1, pg. 85), however is of rather limited applicability owing to the excessive calculus necessary, and we have thus to procure approximations as substitutes. We may use, without loss of precision, the following approximations: a) The normal or Gaussean distribution when the expected frequency p has any value between 0,1 and 0,9, and when n is at least superior to ten. b) The Poisson distribution when the expected frequecy p is smaller than 0,1. Tables V to VII show for some special cases that these approximations are very satisfactory. The praticai solution of the following problems, stated in the introduction can now be given: A) What is the minimum number of repititions necessary in order to avoid that any one of a treatments, varieties etc. may be accidentally always the best, on the best and second best, or the first, second, and third best or finally one of the n beat treatments, varieties etc. Using the first term of the binomium, we have the following equation for n: n = log Riim / log (m:) = log Riim / log.m - log a --------------(5) B) What is the minimun number of individuals necessary in 01der that a ceratin type, expected with the frequency p, may appaer at least in one, two, three or a=m+1 individuals. 1) For p between 0,1 and 0,9 and using the Gaussean approximation we have: on - ó. p (1-p) n - a -1.m b= δ. 1-p /p e c = m/p } -------------------(7) n = b + b² + 4 c/ 2 n´ = 1/p n cor = n + n' ---------- (8) We have to use the correction n' when p has a value between 0,25 and 0,75. The greek letters delta represents in the present esse the unilateral limits of the Gaussean distribution for the three conventional limits of precision : 1,64; 2,33; and 3,09 respectively. h we are only interested in having at least one individual, and m becomes equal to zero, the formula reduces to : c= m/p o para a = 1 a = { b + b²}² = b² = δ2 1- p /p }-----------------(9) n = 1/p n (cor) = n + n´ 2) If p is smaller than 0,1 we may use table 1 in order to find the mean m of a Poisson distribution and determine. n = m: p C) Which is the minimun number of individuals necessary for distinguishing two frequencies p1 and p2? 1) When pl and p2 are values between 0,1 and 0,9 we have: n = { δ p1 ( 1-pi) + p2) / p2 (1 - p2) n= 1/p1-p2 }------------ (13) n (cor) We have again to use the unilateral limits of the Gaussean distribution. The correction n' should be used if at least one of the valors pl or p2 has a value between 0,25 and 0,75. A more complicated formula may be used in cases where whe want to increase the precision : n (p1 - p2) δ { p1 (1- p2 ) / n= m δ = δ p1 ( 1 - p1) + p2 ( 1 - p2) c= m / p1 - p2 n = { b2 + 4 4 c }2 }--------- (14) n = 1/ p1 - p2 2) When both pl and p2 are smaller than 0,1 we determine the quocient (pl-r-p2) and procure the corresponding number m2 of a Poisson distribution in table 2. The value n is found by the equation : n = mg /p2 ------------- (15) D) What is the minimun number necessary for distinguishing three or more frequencies, p2 p1 p3. If the frequecies pl p2 p3 are values between 0,1 e 0,9 we have to solve the individual equations and sue the higest value of n thus determined : n 1.2 = {δ p1 (1 - p1) / p1 - p2 }² = Fiim n 1.2 = { δ p1 ( 1 - p1) + p1 ( 1 - p1) }² } -- (16) Delta represents now the bilateral limits of the : Gaussean distrioution : 1,96-2,58-3,29. 2) No table was prepared for the relatively rare cases of a comparison of threes or more frequencies below 0,1 and in such cases extremely high numbers would be required. E) A process is given which serves to solve two problemr of informatory nature : a) if a special type appears in n individuals with a frequency p(obs), what may be the corresponding ideal value of p(esp), or; b) if we study samples of n in diviuals and expect a certain type with a frequency p(esp) what may be the extreme limits of p(obs) in individual farmlies ? I.) If we are dealing with values between 0,1 and 0,9 we may use table 3. To solve the first question we select the respective horizontal line for p(obs) and determine which column corresponds to our value of n and find the respective value of p(esp) by interpolating between columns. In order to solve the second problem we start with the respective column for p(esp) and find the horizontal line for the given value of n either diretly or by approximation and by interpolation. 2) For frequencies smaller than 0,1 we have to use table 4 and transform the fractions p(esp) and p(obs) in numbers of Poisson series by multiplication with n. Tn order to solve the first broblem, we verify in which line the lower Poisson limit is equal to m(obs) and transform the corresponding value of m into frequecy p(esp) by dividing through n. The observed frequency may thus be a chance deviate of any value between 0,0... and the values given by dividing the value of m in the table by n. In the second case we transform first the expectation p(esp) into a value of m and procure in the horizontal line, corresponding to m(esp) the extreme values om m which than must be transformed, by dividing through n into values of p(obs). F) Partial and progressive tests may be recomended in all cases where there is lack of material or where the loss of time is less importent than the cost of large scale experiments since in many cases the minimun number necessary to garantee the results within the limits of precision is rather large. One should not forget that the minimun number really represents at the same time a maximun number, necessary only if one takes into consideration essentially the disfavorable variations, but smaller numbers may frequently already satisfactory results. For instance, by definition, we know that a frequecy of p means that we expect one individual in every total o(f1-p). If there were no chance variations, this number (1- p) will be suficient. and if there were favorable variations a smaller number still may yield one individual of the desired type. r.nus trusting to luck, one may start the experiment with numbers, smaller than the minimun calculated according to the formulas given above, and increase the total untill the desired result is obtained and this may well b ebefore the "minimum number" is reached. Some concrete examples of this partial or progressive procedure are given from our genetical experiments with maize.

Alguns hospedeiros reais de ectoparasitos do município de Caratinga, Minas Gerais, Brasil

Os autores determinaram os hospedeiros reais para seis espécies de ectoparasitos na região de Caratinga, Minas Gerais, sendo quatro espécies de ácaros e duas de pulgas, utilizando-se do índice de infestação e do coeficiente de associação interespecífico hospedeiro/ parasito.

Decisão de escolha de carreira no Brasil: uma abordagem por opções reais

RESUMOA escolha da carreira é uma decisão importante e em geral é feita em um ambiente repleto de incertezas por pessoas relativamente jovens e inexperientes. Neste estudo, buscou-se analisar a decisão de escolha entre uma carreira em uma empresa privada e outra em um órgão público, considerando que existe flexibilidade para migrar do setor privado para o público por meio de concurso. Para tanto, utilizou-se a metodologia das opções reais para modelar essa opção de troca, assumindo-se que os ganhos futuros no setor privado são incertos. Os resultados sugerem que a opção de ingressar na carreira pública pode ter valor significativo em relação à privada.

Amostragem para avaliação da fertilidade do solo em função do instrumento de coleta das amostras e de tipos de preparo do solo

As medidas da média e da variabilidade dos índices de fertilidade do solo podem variar com o instrumento de coleta das amostras e com o tipo de preparo do solo. Assim, é necessário o desenvolvimento de métodos de amostragem de solo que melhor representem as reais condições de fertilidade do solo. Este trabalho teve como objetivos avaliar os efeitos da pá de corte e do trado de caneca nas medidas da média e da variabilidade de índices de fertilidade do solo sob plantio direto (PD) e preparo convencional (PC), estimar o número de amostras simples para formar uma composta e testar a hipótese de que a média aritmética das amostras simples é igual ao resultado da análise química da amostra composta. Foram coletadas amostras de um Luvissolo Crômico Pálico abrúptico em um experimento de comparação de tipos de preparo do solo, semeado com monocultura de milho. Coletaram-se 48 amostras simples de solo em uma parcela de 81 m² sob PD, sendo 24 com pá de corte (perpendicularmente aos sulcos e no espaço compreendido entre os pontos médios entre sulcos) e 24 com trado de caneca, em amostragem localizada (quatro amostras coletadas no sulco de plantio, oito a 10 cm do sulco e 12 no ponto médio entre os sulcos), próximas aos locais das amostras coletadas com pá de corte. Em outra parcela sob PC adotou-se o mesmo procedimento. A partir dessas amostras simples, foram preparadas, para cada combinação entre tipos de preparo do solo e instrumentos de coleta, amostras compostas de diferentes números de amostras simples (4, 8, 12, 16 e 24 amostras simples/amostra composta), com três repetições. Em todas as amostras simples e compostas, determinaram-se o pH e os teores de P, K+, Ca2+, Mg2+ e matéria orgânica. As características avaliadas em amostras coletadas com trado de caneca apresentaram maior variabilidade do que quando foram avaliadas em amostras coletadas com pá de corte, independentemente do tipo de preparo do solo. Nos dois instrumentos de coleta, a ordem decrescente de variabilidade foi: P > Mg2+ > K+ > Ca2+ > MO > pH. A fertilidade média de uma parcela sob PD ou sob PC após a colheita e antes do preparo do solo subseqüente pode ser avaliada com trado de caneca, em substituição à pá de corte, desde que na preparação da amostra composta de solo 17 % das amostras simples sejam coletadas no sulco de plantio, 33 % a 10 cm do sulco e 50 % no ponto médio entre os sulcos. A fertilidade média de uma parcela sob PD ou PC depois da colheita e antes do preparo do solo subseqüente, avaliada pela análise química da amostra composta, é semelhante àquela avaliada pela média aritmética dos resultados das análises químicas das amostras simples coletadas com pá de corte ou com trado de caneca de forma dirigida. Em geral, a coleta de pelo menos oito amostras simples de solo realizada com pá de corte ou trado de caneca de forma dirigida, conforme utilizado neste trabalho, seria suficiente para formar uma amostra composta representativa para avaliação da fertilidade do solo de uma unidade de amostragem aparentemente homogênea. Entretanto, quanto maior o número de amostras simples coletadas, maior será a confiabilidade ou exatidão da estimativa dessa fertilidade média.

Aparato burocrático e os números do ensino: uma abordagem histórica

Neste texto procurou-se sistematizar as iniciativas que contribuíram para a constituição de um sistema nacional de estatísticas educacionais no Brasil, especialmente no período de 1871 a 1931. São indicados esforços, realizações e disputas de idéias que concorreram para a consolidação das informações quantitativas sobre educação como instrumento de descrição da "realidade", considerado legítimo e como guia das ações do Estado.

Precisão experimental relacionada a tamanhos de parcelas, números de tratamentos e repetições em nabo forrageiro

O objetivo deste trabalho foi determinar a precisão experimental na avaliação da massa de matéria verde de nabo forrageiro, em cenários formados por combinações de tamanhos de parcela e número de tratamentos e de repetições. Utilizaram-se os dados de massa de matéria verde de 3.456 unidades experimentais básicas de 0,5×0,5 m (0,25 m2). Os cenários (1.728) foram planejados e formados pela combinação de seis tamanhos de parcela (0,25, 0,50, 1,00, 1,50, 2,00 e 2,25 m2), i tratamentos (i = 5, 6,..., 20) e r repetições (r = 3, 4,..., 20). Em cada cenário, foram realizadas 2.000 reamostragens, com reposição. Calculou-se a média das 2.000 estimativas, em cada cenário, quanto à diferença mínima significativa pelo teste de Tukey, ao índice de variação e ao coeficiente de variação experimental. Essas estatísticas, nesta ordem, são adequadas para avaliar a precisão experimental. Para avaliar a massa de matéria verde de nabo forrageiro, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições, parcelas com o tamanho de seis unidades experimentais básicas (1,50 m2) são suficientes para identificar diferenças significativas entre tratamentos - menores ou iguais a 36,88% da média geral do experimento -, pelo teste de Tukey, a 5% de probabilidade, em experimentos em delineamento inteiramente casualizado, com 5 a 20 tratamentos e cinco repetições.

Decomposição catalítica da hidrazina sobre irídio suportado em compósitos à base de nanofibras de carbono para propulsão espacial: testes em condições reais

The aim of this work is to present the catalytic performance of iridium supported on carbon nanofibers with macroscopic shaping in a 2 N hydrazine microthruster placed inside a vacuum chamber in order to reproduce real-life conditions. The performances obtained are compared to those of the commercial catalyst Shell 405. The carbon-nanofiber based catalyst showed better performance than the commercial catalyst from the standpoint of activity due to its texture and its thermal conductivity.

A natureza dos números na República de Platão

É incontestável a presença das matemáticas nos diálogos de Platão, todavia o alcance e o sentido desta presença é matéria de controvérsia entre os especialistas. Alguns acreditam que os temas matemáticos empregados nos diálogos são fantasias matemáticas, outros defendem baseados, sobretudo no testemunho de Aristóteles, que Platão teria substituído na sua hipótese as formas inteligíveis pelos números ideais. Sem tomar partido de antemão nestas querelas, o que propomos aqui é uma investigação acerca da natureza dos números fundamentada exclusivamente nos textos de Platão, particularmente orientada por uma passagem do livro VII do diálogo República(525 b11- c3), em que Sócrates diz o seguinte: "Seria, portanto, conveniente colocar este estudo, ò Glaucon, dentro de uma legislação e persuadir aqueles que vão participar das grandes coisas na cidade a irem ao cálculo e a aplicarem-se a ele, não nos seus afazeres privados, mas até chegarem à contemplação da natureza dos números através da própria intelecção (...)".