A transformada de Fourier em basic

In this paper we describe three computer programs in Basic language about the Fourier transform (FFT) which are available in the Internet site http://artemis.ffclrp.usp.br/SoftwareE.htm (in English) or http://artemis.ffclrp.usp.br/softwareP.htm (in Portuguese) since October 1998. Those are addresses to the Web Page of our Laboratory of Organic Synthesis. The programs can be downloaded and used by anyone who is interested on the subject. The texts, menus and captions in the programs are written in English.

Utilização de filtro de transformada de fourier para a minimização de ruídos em sinais analíticos

Instrumental data always present some noise. The analytical data information and instrumental noise generally has different frequencies. Thus is possible to remove the noise using a digital filter based on Fourier transform and inverse Fourier transform. This procedure enhance the signal/noise ratio and consecutively increase the detection limits on instrumental analysis. The basic principle of Fourier transform filter with modifications implemented to improve its performance is presented. A numerical example, as well as a real voltammetric example are showed to demonstrate the Fourier transform filter implementation. The programs to perform the Fourier transform filter, in Matlab and Visual Basic languages, are included as appendices

Usando um website para explicar a espectrometria de ressonância ciclotrônica de íons por transformada de Fourier

This article shows the usefulness of a website to explain the concepts, operational events, vacuum system, applications and an experimental sequence of the Fourier Transform Ion Ciclotron Resonance Mass Spectrometry technique (http://143.107.46.113/icr/icrj.html).

Análise exploratória aplicada a espectros de reflexão total atenuada no infravermelho com transformada de Fourier (ATR-FTIR) de blendas de biodiesel/diesel

In this study, hierarchical cluster analysis (HCA) and principal component analysis (PCA) were used to classify blends produced from diesel S500 and different kinds of biodiesel produced by the TDSP methodology. The different kinds of biodiesel studied in this work were produced from three raw materials: soybean oil, waste cooking oil and hydrogenated vegetable oil. Methylic and ethylic routes were employed for the production of biodiesel. HCA and PCA were performed on the data from attenuated total reflectance Fourier transform infrared spectroscopy, showing the separation of the blends into groups according to biodiesel content present in the blends and to the kind of biodiesel used to form the mixtures.

Hipersensibilidade e necrose sistêmica em Nicotiana benthamiana transformada com o gene de resistência Sw-5 de tomateiro

O gene Sw-5 do tomateiro confere resistência a várias espécies de tospovírus e codifica uma proteína contendo domínios de ligação a nucleotídeos e repetições ricas em leucina. Tomateiros com Sw-5 exibem reações necróticas nas folhas inoculadas com tospovírus. Estas reações e a estrutura da proteína Sw-5 indicam que a resistência ocorre por meio do reconhecimento do patógeno e desencadeamento da resposta de hipersensibilidade. A capacidade de Sw-5 de conferir resistência a tospovírus em tabaco selvagem (Nicotiana benthamiana Domin.) foi avaliada em plantas transgênicas. Uma construção com a seqüência aberta de leitura de Sw-5 e sua região 3’ não-traduzida sob controle do promotor 35S do CaMV foi utilizada para transformação de N. benthamiana via Agrobacterium tumefaciens. Plantas de progênies R1 foram inoculadas com um isolado de tospovírus e avaliadas quanto à ocorrência de reação de hipersensibilidade e resistência à infecção sistêmica. Em uma progênie com segregação 3:1 (resistente:suscetível), foi selecionada uma planta homozigota e sua progênie avaliada quanto ao espectro da resistência a tospovírus. Plantas com o transgene exibiram resposta de hipersensibilidade 48 h após a inoculação, sendo resistentes à infecção sistêmica. O fenótipo da resistência foi dependente do isolado viral e um isolado de Tomato chlorotic spot virus (TCSV) causou necrose sistêmica em todas as plantas inoculadas, enquanto que isolados de Groundnut ringspot virus (GRSV) e um isolado relacionado a Chrysanthemum stem necrosis virus (CSNV) ficaram restritos ao sítio de infecção. Comparações do espectro da resistência obtido neste trabalho com aquele observado em outros membros da família Solanaceae indicam que as vias de transdução de sinais e as respostas de defesa ativadas por Sw-5 são conservadas dentro desta família e polimorfismos genéticos nas vias de transdução de sinais ou em componentes das respostas de defesa podem resultar em diferentes níveis de resistência.

Efeito da suplementação com pupunha como fonte de vitamina A em dieta: estudo em ratos

Foi estudado o efeito da suplementação com pupunha (Bactris gasipaes H.B.K.), polpa cozida e transformada em farinha, como fonte de vitamina A, em dieta regional de Manaus, AM,Brasil, por meio do ensaio biológico com ratos. A metodologia utilizada foi da depleção dos animais em zinco e vitamina A, seguida da repleção com a dieta regional (DR), DR + pupunha, DR + vitamina A e dieta controle (DC). A dieta foi elaborada para famílias com rendimentos inferiores a dois salários-mínimos. Foram utilizadas ratas albinas adultas pós-parto, cada qual com 6 filhotes machos, que receberam ração à base de caseína lavada com EDTA a 1%, sem adição de Zn e vitamina A, por 25 dias, com a finalidade de obtenção de animais recém-desmamados deficientes nestes dois nutrientes. O período de repleção dos animais, recém-desmamados, foi de 30 dias e o delineamento foi inteiramente casualizado com 4 tratamentos de 8 animais cada. A suplementação efetuada seguiu as recomendações do "Committee on Laboratory Animal Diets". Os parâmetros empregados para a avaliação da utilização de vitamina A foram as concentrações de vitamina A no fígado e plasma e o crescimento dos animais. Ao final do experimento, observou-se que os animais que consumiram a ração à base da dieta regional de Manaus, suplementada com pupunha e vitamina A, apresentaram, respectivamente, concentração significativamente maior de vitamina A no fígado, 43,3 ± 6,5 µg/g e 42,0 ± 4,3 µg/g em relação à dieta regional, 5,5 ± 1,1 µg/g (p<0,05). A quantidade de zinco presente na dieta regional de Manaus, 10,7 mg diários, foi biodisponível quando avaliada pela concentração de zinco nos fêmures. Os resultados sugerem que existe necessidade de suplementação da dieta regional de Manaus com vitamina A para a manutenção das reservas hepáticas, podendo, para tanto, ser utilizada a fonte natural da pupunha.

Eficiência no uso dos nutrientes por espécies pioneiras crescidas em pastagens degradadas na Amazônia central

Nas últimas décadas, considerável parcela da floresta amazônica tem sido transformada em pastagens que, em função da baixa fertilidade natural dos solos e do manejo deficiente, decrescem rapidamente em produtividade e são abandonadas, dando lugar a uma sucessão secundária arbórea adaptada à baixa disponibilidade de nutrientes. O objetivo deste estudo foi obter informações sobre a eficiência no uso dos nutrientes por espécies arbóreas freqüentes nesses ambientes degradados, após calagem e aplicação de fosfato. O experimento realizado numa área de sucessão secundária com seis anos de idade, consistiu na aplicação de quatro tratamentos: controle; aplicação de fósforo (P); aplicação de fósforo e calcário (P+Cal); e aplicação de fósforo, calcário e gesso (P+Cal+G). As determinações das taxas de fotossíntese, bem como as coletas de amostras de solo e de folhas foram realizadas oito meses após a aplicação dos tratamentos. A aplicação do corretivo e do fosfato favoreceu o desempenho das espécies nos tratamentos P+Cal e P+Cal+G. Bellucia grossularioides acumulou mais N, P e Zn, enquanto que Laetia procera acumulou mais Ca e Mn. Vismia japurensis foi a espécie mais eficiente no uso dos nutrientes, em função dos altos valores da taxa fotossintética; apresentou baixos teores foliares de P quando comparada com Bellucia grossularioides, sugerindo ser uma espécie bem adaptada a ambientes com baixa disponibilidade de nutrientes, como ocorre em áreas degradadas na Amazônia.

Modelo de escoamento superficial em bacia experimental da Reserva Florestal Adolpho Ducke

Neste estudo, a experimentação e a modelagem hidrológica de eventos de precipitação transformada em escoamento superficial em sistemas naturais de floresta são investigadas, contemplando os seguintes tratamentos: construção de algoritmo computacional iterativo de otimização para a identificação do hidrograma unitário médio (função de transferência chuva-descarga) da bacia e para o cálculo das precipitações efetivas adequadas à cada evento chuva-escoamento; aplicação da metodologia à bacia hidrográfica do igarapé Bolívia, situada no interior da Reserva Florestal Adolpho Ducke; análise e interpretação do algoritmo criado, enfocando a sua convergência e o significado dos resultados desse processo de otimização; e comparação com outros estudos em pequenas bacias da Amazônia Central. O período de medidas de chuva e de vazões estende-se de julho de 2004 a setembro de 2006, incluindo a fase de preparação da curva-chave do igarapé Bolívia e a formação de um conjunto amplo e diversificado de eventos de chuva e de escoamento no curso d'água.

Custo-benefício do serviço de telecardiologia no Estado de Minas Gerais: projeto Minas Telecardio

FUNDAMENTO: A telecardiologia é instrumento que pode auxiliar na atenção cardiovascular, principalmente em municípios localizados em áreas remotas. Entretanto, as avaliações econômicas sobre o assunto são escassas e com resultados controversos. OBJETIVO: Avaliar o custo-benefício da implantação do serviço de telecardiologia em municípios remotos, de pequeno porte, no estado de Minas Gerais, Brasil. MÉTODOS: O estudo utilizou a base de dados do Projeto Minas Telecardio (MTC), desenvolvido de junho/2006 a novembro/2008, em 82 municípios do interior do estado. Cada município recebeu um microcomputador com eletrocardiógrafo digital, com possibilidade de envio dos traçados e comunicação com plantão de cardiologia em pólo universitário. A análise custo-benefício foi realizada comparando o custo de realização de um ECG no projeto MTC ao custo de realizar este exame por encaminhamento em outra localidade. RESULTADOS: O custo médio de um ECG no projeto MTC foi de R$ 28,92, decomposto em R$ 8,08 referente ao custo de implantação e R$ 20,84 ao de manutenção do programa. A simulação do custo do ECG com encaminhamento variou de R$ 30,91 a R$ 54,58, sendo a relação custo-benefício sempre favorável ao programa MTC, independente da forma de cálculo da distância de encaminhamento. Nas simulações, foram consideradas as abordagens do financiador e da sociedade. A análise de sensibilidade com variação dos parâmetros de calibração confirmou esses resultados. CONCLUSÃO: A implantação de sistema de telecardiologia como apoio a atenção primária em cidades brasileiras de pequeno porte é factível e economicamente benéfica, podendo ser transformada em programa regular do sistema público de saúde.

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.

Influência de cafés de gôsto rio em ligas com cafés de bebida mole

Os autores estudam a influência do café Rio em ligas com cafés brasileiros de bebida Mole. Foram ensaiadas porcentagens crescentes de Café Rio: 0,0; 0,5; 1,0; 1,5; 2,0; 2,5; 3,0; 3,5; 4,0; 4,5; 5,0; 7,5; 10,0; 12,5; 15,0; 20,0; 25,0; 30,0; 35,0; 40,0; 50,0. Realizaram-se dois experimentos em blocos incompletos equilibrados, com t = 21 tratamentos (os mencionados acima), k = 3 parcelas por bloco, r = 10 repetições, b = 70 blocos, L = 1. Cada parcela era formada de 3 xícaras, de tipo padrão, sobre as quais cada degustador dava uma só opinião. Cada parcela era provada por 3 degustadores. Os dados coletados são, pois, 630 para cada ensaio (210 parcelas, 3 degustadores). Atribuia-se a cada parcela, para fins de análise estatística, a média das opiniões dos 3 degustadores. Os dois ensaios deram resultados bem concordantes, que levaram às seguintes conclusões: a) Faz-se necessária a transformação dos dados, pois as variâncias relativas aos diversos tratamentos são muito discrepantes. b) A transformação T = √ Y dá resultados satisfatórios. c) O café Rio prejudica sensivelmente a bebida do café Mole, para teores a partir de 2,0%. d) Para teores de 4,5% em diante a liga tem bebida Riada ou Rio. e) A regressão obtida não é estritamente linear, mas a linha reta da uma aproximação razoável. f) Consideradas as porcentagens de 0,0 a 10,0%,a equação de regressão para os dados transformados pela transformação T = √ Y é: T = 1,7045 - 0,127 X, onde X é a porcentagem de café Rio e T dá a bebida, na escala numérica adotada, transformada pela raíz quadrada. g) A equação de regressão para os tratamentos de 0,0 a 10,0% de cafe Rio é Y = 3,0997 - 0,3281 X, isto é, há uma queda de 0,3281 na escala numérica da bebida, para cada unidade de porcentagem de café Rio.

Estudos sobre a cinética de absorção do fósforo pelo arroz (Oryza sativa L.) e pelo feijoeiro (Phaseolus vulgaris L.)

Objetivando caracterizar os efeitos das diferentes concentrações de fósforo e da presença de outros íons na cinética de absorção de radiofósforo, foram conduzidos ensaios em solução nutritiva, em condições ambientais controladas. Foram empregadas raízes destacadas de arrroz e feijão para os estudos com diferentes concentrações de fósforo no meio (10-7 M até 5 x 10-2 M) e para avaliar as interações promovidas por Mg+2, Al+3, K+, NH4+, N-NO3-, N-urêia no mecanismo de absorção por períodos de uma hora e meia a duas horas. Em plantas inteiras de arroz procurou-se avaliar os efeitos da presença de Mg e/ou alumínio na absorção e transporte de fósforo quando variava a concentração externa (1 ppm, 5 ppm, 10 ppm e 20 ppm) por um período de 17 horas. Foi constatado um mecanismo duplo de absorção com as duas fases seguindo a cinética simples de Michaelis-Menten, e com ponto de transição entre 1-50x10-5. A transformada de dados segundo Hofstee adaptou-se melhor à interpretação dos dados experimentais. Feijão foi mais eficientes na absorção que arroz para a primeira fase (maior Vmax). Alumínio apresentou efeito estimulatório nítido na absorção de fósforo, promovendo porém, a fixação do ânion na raiz quando consideradas as concentrações mais baixas. Em concentrações altas de P, este último efeito não foi evidenciado. Magnésio não promoveu maior absorção, nem maior transporte do que K+; o mesmo aconteceu com as diferentes formas de nitrogênio. Uréia poderia ter um efeito depressivo maior, embora não significativo. Discutem-se os prováveis mecanismos envolvidos nestas respostas.

Vivencias de la paternidad en la adolescencia en una comunidad brasileña de baja renta

Existen lagunas en el conocimiento relativo a la paternidad en la adolescencia. Esta investigación tuvo como objetivo explorar las vivencias de la paternidad en la adolescencia. El método de investigación fue la historia oral temática; fueron entrevistados 19 residentes de una comunidad brasileña de baja renta. Las categorías descriptivas de la experiencia fueron: a) Lagunas en la educación sexual, falta de cuidado con la anticoncepción y el deseo de ser padre, contribuyeron para la ocurrencia de la paternidad en la adolescencia; b) Los adolescentes fueron sorprendidos por la gravidez y aceptaron las responsabilidades paternales en la medida de sus posibilidades; c) La paternidad en la adolescencia significó alcanzar la madurez rápidamente y tener la vida transformada, y, d) Arrepentimiento o felicidad: resultados distintos de la paternidad en la adolescencia. Las intervenciones junto a los adolescentes deben ser realizadas de forma segura, ética y contextualizada.

Caracterização dos ácidos húmicos extraídos de um latossolo vermelho-amarelo e de um podzol por análise termodiferencial e pela espectroscopia de absorção no infravermelho

A caracterização espectroscópica de substâncias húmicas do solo tem-se desenvolvido aceleradamente durante as últimas décadas. Entretanto, poucos são os trabalhos que associam esta técnica a estudos pedológicos envolvendo diferentes classes de solo, sobretudo em condições tropicais. Os ácidos húmicos extraídos de amostras de diferentes horizontes de um Latossolo Vermelho-Amarelo e de um Podzol, ambos situados na Serra do Brigadeiro, Araponga (MG), foram caracterizados, por meio da espectroscopia de absorção no infravermelho com transformada de Fourier (FTIR) e por análise termodiferencial. Os espectros de infravermelho indicaram diferenças qualitativas entre os ácidos húmicos extraídos dos diferentes solos e entre os ácidos húmicos extraídos de diferentes horizontes de um mesmo solo. Observou-se a redução de intensidade dos picos relativos a estruturas alifáticas com o aprofundamento nos perfis, sendo evidentes os picos relativos a polissacarídeos nos horizontes orgânicos. Impurezas minerais foram observadas em todos os espectros de ácido húmico não purificado, indicando a necessidade do processo de purificação. O tratamento com HF-HCl demonstrou-se eficiente na remoção dessas impurezas, tendo os espectros diferenciais de ácidos húmicos antes e depois do processo de purificação apresentado o padrão típico de minerais secundários como caulinita e gibbsita. Após a purificação, observou-se um aumento na intensidade dos picos referentes aos grupos carboxílicos, evidenciando sua participação nas ligações entre os ácidos húmicos e a matriz mineral. A análise termodiferencial indicou maior resistência à termodegradação dos ácidos húmicos extraídos do horizonte Bhs do Podzol, em relação ao ácido húmico extraído do horizonte A do Latossolo, o que concorda com a feição mais aromática do primeiro, revelada pela análise dos espectros de infravermelho.

Adsorção de ácidos húmicos em latossolo roxo natural e tratado com oxalato de amônio

A interação de substâncias húmicas com minerais no solo pode influir na dinâmica da decomposição da matéria orgânica e na sua estabilidade. A adsorção de dois ácidos húmicos em Latossolo Roxo natural (LR natural) e tratado com oxalato de amônio (LR tratado) foi efetuada, com vistas em investigar os mecanismos de adsorção e os principais grupos funcionais envolvidos, bem como relacionar a capacidade adsortiva de acordo com as características químicas e moleculares dos adsorbatos. Os ácidos húmicos extraídos com solução de NaOH 0,5 N de uma amostra de carvão (AHc) e de um solo Brunizém (AHs) foram caracterizados por análise elementar e espectroscopia de 13C-RMN. A parametrização dos dados experimentais das isotermas de adsorção foi do tipo y = A tanh Bx, e o modelo de Langmuir também foi aplicado. As amostras adsorvidas foram analisadas por espectroscopia no Infra-Vermelho por Reflectância Difusa com Transformada de Fourier (DRIFT). A adsorção dos ácidos húmicos no LR natural foi de natureza química, sendo evidenciado por DRIFT que a reação de troca de ligantes das carboxilas com a superfície dos minerais foi um mecanismo importante. O AHc, que apresentou caráter aromático mais elevado e maior teor de carboxilas na molécula, foi adsorvido em maior quantidade do que o AHs nos dois adsorventes, o que indica a possível participação de estruturas aromáticas na interação organomineral. No LR tratado, cuja área superficial específica foi superior (ASE = 140,9 m² g-1), a adsorção foi mais elevada do que no LR natural (ASE = 66,1 m² g-1). A maior ASE no LR tratado foi relacionada com o rompimento de microagregados no tratamento com oxalato de amônio que extraiu a porção cimentante dos óxidos de ferro que unia os minerais. A interação neste tipo de adsorvente, estimada segundo a equação y = A tanh Bx, foi mais forte do que na amostra natural, o que pode estar relacionado com a presença de sítios de adsorção hidrofóbica pela presença do oxalato na superfície, com a exposição de sítios mais reativos após tratamento e pH mais ácido. O modelo de Langmuir mostrou-se adequado para explicar a adsorção na amostra natural, enquanto, no LR tratado com oxalato de amônio, o ajuste não foi satisfatório. Em geral, a aplicação da equação y = A tanh Bx forneceu melhor ajuste (R² maior) do que a equação de Langmuir.