Estudos sobre a germinação de sementes de marupã (Simaruba amara Aubl.). I. Composição química e curva de embebição das sementes; germinação em diferentes temperaturas.

Neste trabalho estuda-se a embebição das sementes de Marupã (Simaruba amara Aubl.), sua composição química e germinação à 20°, 25°, 30° e 35°C. A embebição, expressa como percentagem do peso inicial das sementes, foi aproximadamente 150,0% depois de 24 hs e 179,3% depois de 144 hs. A maior percentagem de germinação e I. V. E., respectivamente 66% e 1,02, foram obtidos à 30°C. 0 teor de carboidrato total foi de 78,1% no tegumento e 46,7% na semente inteira, enquanto que o de lipídios foi 45,7% nos cotilédones e 23,8% na semente inteira. Os resultados poderão auxiliar estudos posteriores na fisiologia da germinação de sementes desta espécie.

Life cycle analysis of zero waste management for Jonggol green city

A Zero waste management is believed to be one of methods to gain sustainability in urban areas. Take advantages of resources as enough as the needs and process it until the last part to be wasted is a contribution to take care the environment for the next generation. Reduce, reuse, and recycle are three simplesactivities which are until nowadays consideredas the back bone of zero waste. Jonggolgreen city is a new urban area in Indonesia with a 100 ha of surface area zoned as education tourism area. It is an independent area with pure natural resources of water, air, and land to be managed and protected. It is planned as green city through zero waste management since2013. In this preliminary period, a monitoring tool is being prepared by applying a Life Cycle Analysis (LCA) for urban areas [1]. This paper will present an explanatory assessment ofthe zero waste management for Jonggolgreen city. The existing situation will be examined through LCA and afterwards,the new program and the proposed green design to gain the next level of zero waste will be discussed. The purpose is to track the persistence of the commitment and the perception of the necessary innovationsin order to achieve the ideal behavior level of LCA.

Aspectos reprodutivos e dieta alimentar dos ninhegos de Rhinoptynx clamator (Aves: Strigidae) no campus Marco Zero da Universidade Federal do Amapá, Macapá-AP

Este trabalho tem como objetivo relatar os aspectos comportamentais de nidificação, alimentação e desenvolvimento dos ninhegos de Rhinoptynx clamator (Strigidae) em um fragmento florestal no Campus Marco Zero da Universidade Federal do Amapá. Apenas um ninho foi encontrado, no solo e na base de um tucumã Astrocaryum oleatum. Três ovos brancos com manchas marrons foram observados, cuja medida foi de 41 x 35 mm em média. A incubação durou 28 dias e foi efetuada pela fêmea, e o último filhote a nascer viveu apenas dois dias. Os filhotes sobreviventes foram medidos durante o seu desenvolvimento. Durante a estação reprodutiva foram coletadas algumas pelotas de regurgitação, sendo encontrados três tipos de vertebrados: Rattus sp., Micoureus cf. regina e Columbina talpacoti.

Alterações na qualidade física de um latossolo amarelo sob pastagem

Indicadores de qualidade física do solo representam uma importante ferramenta no estudo das alterações que ocorrem no solo em função de ações de uso e manejo. Objetivou-se com este estudo utilizar o intervalo hídrico ótimo (IHO) e o índice-S (declividade da curva de retenção de água no solo no ponto de inflexão) para quantificar as alterações físicas do solo promovidas pelo sistema de pastagem, tendo como referência um solo sob mata. O estudo foi realizado em um Latossolo Amarelo distroférrico típico sob mata nativa e pastagem, onde foram coletadas amostras deformadas e indeformadas nas profundidades de 0-5 e 25-30 cm, utilizadas para determinação do carbono orgânico do solo e análises físicas. Os valores de índice-S, com exceção do solo sob mata (0-5 cm), estiveram abaixo do limite sugerido para separar solos com boa e pobre qualidade estrutural. O IHO foi fortemente reduzido no solo sob pastagem, chegando a atingir valor zero. O principal fator limitante para a disponibilidade de água foi a resistência à penetração, que exceto em mata (0-5 cm), atuou como limite inferior do IHO em todas as áreas e profundidades avaliadas. Os indicadores de qualidade física do solo, IHO e índice-S, apresentaram conformidade quanto à avaliação da qualidade física dos solos estudados e indicaram as alterações físicas promovidas no solo sob sistema de pastagem.

Estimação da função de sobrevivência em dados de eventos recorrentes com censura pela direita

Dissertação de mestrado em Estatística

A Infância na latitude zero: as brincadeiras da criança 'global' africana

Tese de Doutoramento em Estudos da Criança (área de especialização em Sociologia da Infância).

Modernização administrativa O licenciamento zero das atividades económicas nas Autarquias locais - Câmara Municipal de Óbidos

Dissertação de Mestrado em MPA – Administração Pública

Indicadores de qualidade assistencial na cirurgia de revascularização miocárdica isolada em centro cardiológico terciário

FUNDAMENTO: Indicadores de qualidade (IQ) em cirurgia cardíaca são importantes instrumentos de avaliação da assistência médica em centros hospitalares. OBJETIVO: Avaliar os IQ da cirurgia de revascularização miocárdica (CRVM) isolada em centro terciário cardiológico. MÉTODOS: Foram avaliados 144 pacientes consecutivos submetidos a CRVM isolada entre outubro de 2005 e março de 2007: 108 pacientes eram do sexo masculino (75%), com média de idade de 65±11 anos e EuroSCORE de 4±3. Os IQ avaliados foram: intervalo de tempo entre a marcação e a realização da cirurgia (TMC); taxa de cancelamento (TxC) decorrentes de problemas ligados à infra-estrutura hospitalar; tempo de permanência hospitalar (TPH); mortalidade operatória (MO) e taxa de reinternação hospitalar por infecção em ferida cirúrgica (TxRH). RESULTADOS: O TMC (n=98) foi de 4±3 dias (mediana de 4 dias) e a TxC foi zero. A MO observada de 4,9% (Intervalo de Confiança [IC] 95% = 2,2 - 9,87%) foi menor do que a MO esperada de 5,1% (IC 95% = 1,4% a 14,37%), mas sem significância estatística (p=0,65). A área sob a curva ROC do EuroSCORE para MO observada foi de 0,702 (IC 95% = 0,485 - 0,919). O TPH foi de 11±9 dias. A área sob a curva ROC do EuroSCORE para TPH foi de 0,764 (IC 95% = 0,675 - 0,852). A TxRH observada foi de 2,1%. CONCLUSÃO: A avaliação dos IQ demonstrou que, em um centro com baixo número anual de CRVM, os resultados alcançados foram compatíveis com o perfil de risco da população envolvida.

Curva dose-resposta do exercício em hipertensos: análise do número de sessões para efeito hipotensor

FUNDAMENTO: O efeito do exercício na pressão arterial já é conhecido, entretanto a curva dose-resposta do efeito hipotensor do exercício em hipertensos ainda não está clara. OBJETIVO: Avaliar a curva dose-resposta do número de sessões necessárias para causar efeito hipotensor em indivíduos hipertensos. MÉTODOS: Participaram deste estudo 88 indivíduos, com 58 ± 11 anos, divididos em grupo experimental (GE) - composto de 48 integrantes de um programa de exercício físico (PEF) de 3 meses, 3 vezes por semana, com 40' de exercício aeróbio a 70% do VO2máx e exercícios musculares a 40% da CVM - e grupo-controle (GC) - 40 indivíduos que não realizaram PEF. As pressões arteriais sistólica (PAS) e diastólica (PAD) foram mensuradas antes de cada uma das 36 sessões no GE e avaliadas por MAPA no GC. Observaram-se as diferenças na PA, o índice de variação (D%) e o efeito hipotensor máximo (EHM%) entre as sessões. Os dados foram expressos por M ± DP, e usou-se teste t e correlação, considerando p < 0,05 significativo. RESULTADOS: No GC não houve diferença nos valores pressóricos. No GE, após o PEF, ocorreu uma queda importante de 15 mmHg na PAS e de 7 mmHg na PAD, e uma grande parte desse efeito ocorreu já na primeira sessão, e a maior parte até a quinta. Houve uma forte correlação inversa (R: -0,66) com o número de sessões. CONCLUSÃO: Na primeira sessão, já ocorreu efeito hipotensor importante, e observou-se que a curva dose-resposta pode ser abrupta e decrescente em vez de achatada.

Escore de cálcio coronariano prediz estenose e eventos na insuficiência renal crônica pré-transplante

FUNDAMENTO: A doença arterial coronariana (DAC) é a principal causa de óbito em pacientes com insuficiência renal crônica (IRC). Os exames não invasivos tradicionais para detecção de DAC e predição de eventos têm apresentado resultados insuficientes nesse grupo. A avaliação do escore de cálcio coronariano (ECC) por tomografia computadorizada tem comprovado valor prognóstico na população sem doença renal. OBJETIVO: Avaliar a acurácia do ECC para detectar DAC obstrutiva e prever eventos cardiovasculares em candidatos a transplante renal comparada à angiografia coronariana invasiva (ACI) quantitativa. MÉTODOS: Foram avaliados 97 pacientes com IRC e idade > 35anos. Foi considerada DAC obstrutiva a presença de estenose >50% ou >70% pela ACI. Dados descritivos, concordância, testes diagnósticos, Kaplan-Meier e análise multivariada foram utilizados. RESULTADOS: O escore de Agatston médio foi de 580,6 ± 1.102,2; os valores mínimos e máximos foram 0 e 7.994, e mediana de 176. Apenas 14 pacientes tinham escore de cálcio de zero. Não houve diferenças entre as etnias e a maior presença de cálcio regional associou-se a maior probabilidade de estenose coronária no mesmo segmento. O escore de cálcio de Agatston apresentou boa acurácia para o diagnóstico de estenose, >50% e >70% com área sob a curva ROC de 0,75 e 0,70, respectivamente. No limiar de 400, o escore de cálcio identificou o subgrupo com maior taxa de eventos cardiovasculares em tempo médio de seguimento de 29,1±11,0 meses. CONCLUSÃO: O ECC na avaliação de DAC apresentou boa performance diagnóstica e prognóstica para eventos cardiovasculares em pacientes com insuficiência renal crônica (IRC).

Curva de referência da área do septo interventricular fetal pelo método STIC: estudo preliminar

FUNDAMENTO: A detecção precoce de alterações septais, tais como a hipertrofia septal comumente presente em fetos de mães diabéticas, contribuiria para a redução das altas taxas de mortalidade infantil. OBJETIVO: Determinar intervalos de referência para a área do septo interventricular fetal por meio da ultrassonografia tridimensional (US3D) utilizando o método STIC (Spatio-Temporal Image Correlation). MÉTODOS: Realizou-se um estudo de corte transversal com 69 gestantes normais entre a 18ª e 33ª semanas de gestação. Utilizou-se como referência o plano de quatro câmaras com a ROI (Região de Interesse) posicionada a partir dos ventrículos, sendo a área do septo delimitada de modo manual. Para se avaliar a correlação da área do septo interventricular com a idade gestacional (IG), construíram-se diagramas de dispersão e calculou-se o coeficiente de correlação de Pearson (r), sendo o ajuste realizado pelo coeficiente de determinação (R²). Foram calculadas médias, medianas, desvios-padrão (dp), valores máximo e mínimo. Para o cálculo da reprodutibilidade intraobservador, utilizou-se o coeficiente de correlação intraclasse (CCI). Obteve-se a medida da espessura do septo interventricular e ela foi correlacionada com a IG e a área septal obtida pelo modo renderizado em 52 pacientes utilizando-se o CCI. RESULTADOS: A área do septo interventricular foi altamente correlacionada com a idade gestacional (r = 0,81), e a média aumentou de 0,47 cm² na 18ª para 2,42 cm² na 33ª semana de gestação. A reprodutibilidade intraobservador foi excelente com CCI = 0,994. Não se observou correlação significativa entre a medida do septo interventricular e a IG (R² = 0,200), assim como não houve correlação com a área do septo obtida pelo modo renderizado com CCI = 0,150. CONCLUSÃO: Intervalos de referência para a área do septo interventricular entre a 18ª e 33ª semanas de gestação foram determinados e se mostraram altamente reprodutíveis.

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.

A estimação do efeito residual de fertilizantes por meio da Lei de Mitscherlich

This paper deals with the estimation of the residual effect of fertilizers through the use of Mitscherlich's law. The formulas and reasonings now presented are a further development of those introduced previously by PIMENTEL GOMES (2). The new formulas allow the estimation of the residual effect h in cases where the experiments are carried out in the same plots for two or three subsequent years (or crops). In an experiment analysed as an example, the residual effect of calcium hydroxide was estimated to be h = 0.423, that is, about 42%, so that one should advise the use of frequent application of small amounts of lime instead of heavy quantities used at long intervals.

Nutrição mineral do mamoeiro: I. Curva de crescimento do mamoeiro (Carica papaya L.) em condições de campo

No município de Botucatu, SP, em um solo pertencente ao grande grupo Terra Roxa Estruturada, instalou-se um ensaio com o objetivo de se determinar a curva de crescimento do mamoeiro (Carica papaya L.). O delineamento estatístico utilizado foi o inteiramente casualizado, com quatro repetições. As amostragens foram realizadas em intervalos mensais a partir do quarto ao décimo segundo mês após o plantio das mudas no campo. Cada amostra era composta de uma planta, onde se determinava: os pesos das matérias fresca e seca do caule, folhas e flores mais frutos, comprimento de diâmetro do caule a 10 cm do solo. Dentre outras observações, constatou-se que apesar das variações climáticas durante o primeiro ano de cultivo, o acumulo de matéria seca pela parte aérea total foi crescente e contínua.

Curva de sobrevivência e estimativa de entropia em Lucilia cuprina (Diptera, Calliphoridae)

Lucilia cuprina (Wiedemann, 1830) is a cosmopolite blowfly species of medical and veterinary importance because it produces myiasis, mainly in ovine. In order to evaluate the demographic characteristics of this species, survivorship curves for 327 adult males and 323 adult females, from generation F1 maintained under experimental conditions, were obtained. Entropy was utilized as the estimator of the survival pattern to quantify the mortality distribution of individuals as a function of age. The entropy values 0.216 (males) and 0.303 (females) were obtained. These results denote that, considering the survivorship interval until the death of the last individual for each sex, the males present a tendency of mortality in more advanced age intervals, in comparison with the females.