Gestão energética de um edifício com base na previsão do número de pessoas

Dissertação para obtenção do Grau de Mestre em Engenharia Electrotécnica e de Computadores

Escolha do número de grupos e validação da solução em análise classificatória: da teoria à prática

Se pensarmos na agricultura numa perspectiva moderna, percebemos que um dos maiores problemas com que os agricultores se confrontam é terem de produzir o maior volume possível de produtos agrícolas, no menor tempo possível, dentro de certos condicionalismos climáticos. E isto porque é necessário tornar a agricultura mais produtiva e competitiva. Um modo de tornar a agricultura mais produtiva é determinar quais as espécies que podem ser “melhor” aproveitadas economicamente, sem erradicar as restantes, de modo a salvar a biodiversidade.

Verificação do número de machos e fêmeas de schistosoma mansoni capturados em camundongos infectados por duas cepas do helminto

Os autores estudam comparativamente a proporção de machos e fêmeas de S. mansoni obtidos por perfusão de camundongos infectados por cepas diferentes de helminto, concluindo que não há variação entre as cepas quanto ao fenômeno estudado.

Determinação do número de cercárias provenientes de cepas diferentes de Schistosoma mansoni que conseguem penetrar, sob determinadas condições de laboratório, em Mus musculos

Os autores determinaram, o número de cercárias provenientes de cepas diferentes de S. mansoni que conseguem penetrar em camundongos de laboratório. Concluem pelo maior poder de penetração de uma das linhagens estudadas.

Análise crítica da estimativa do número de portadores de esquistossomose mansoni no Brasil

Estimou-se o número de portadores da infecção por Schistosoma mansoni no Brasil baseando-se no resultado de exames parasitológicos de fezes realizados pela Fundação Nacional de Saúde nos anos de 1996 e 1997 e os dados de população de 18 estados da federação no levantamento do IBGE. Os dados permitiram estimar em 7,1 milhões de portadores de esquistossomose em 1996 e em 6,3 milhões em 1997. Esses números podem não representar a realidade, pois a amostra da população examinada não foi selecionada visando este objetivo. A ausência de dados precisos indica a necessidade de adequado levantamento nacional da prevalência da esquistossomose que continua a ser importante endemia parasitária, justificando esforços maiores para o seu controle no Brasil.

A colecção de arte colonial do Patriarcado de Lisboa. Proposta de estudo e musealização

Esta tese procura reflectir sobre as possibilidades de constituição de uma colecção de arte colonial portuguesa (objectos artísticos híbridos resultantes da experiência ultramarina portuguesa) (Young 1995; Bhabha 2004) no contexto dos museus nacionais de arte. Recorrendo ao património da Igreja Católica em Portugal (especificamente, ao do Patriarcado de Lisboa), circunscreveu-se a análise das peças ao período Moderno. Considerando que não existem em Portugal colecções de âmbito museológico com a classificação de colonial, procurei no vasto património móvel da diocese de Lisboa (algum dele in situ e a uso) a aplicação dos parâmetros que constituiriam tal sistema (Baudrillard 1978; Foucault 1977 e 1988). A organização deste trabalho baseou-se em dois vectores fundamentais: um conceptual e metodológico que procura nos estudos teóricos e nos instrumentos da museologia as ferramentas para, primeiro, a constituição da colecção e, depois, a fundamentação documental e analítica da mesma (Impey e MacGregor 1989; Pearce 1994; Elsner e Cardinal 1997). E um segundo vector, que procura na historiografia do termo mais recuado e gregário, o “indo-português”, a fundamentação para a problematização em torno da questão mais vasta da introdução de artefactos de origem colonial na classificação de arte de acordo com os parâmetros europeus. Neste sentido, procura-se perceber como foram os artefactos coloniais recebidos – já que desde o início lhe foram conferidos valores de etnicidade –, interpretados – como “portugueses” – e (re)classificados como arte no âmbito da realização das exposições internacionais e da criação dos museus nacionais de arte. Por último, através da aplicação da ferramenta de inventário utilizada pela Rede Nacional de Museus, o Matriz3.0, a uma amostra de estudo (sete fichas de inventário correspondentes a sete casos de estudo), desenvolve-se a abordagem à ideia do inventário enquanto instrumento (isto é, a documentação de peças de arte colonial portuguesa através de um sistema criado para a arte europeia), que se propõe servir de base à narrativa da ideia de que a ferramenta inventário é o primeiro passo do(s) discurso(s) elaborado(s) sobre o objecto (dos quais fazem parte as biografias da vida cultural dos objectos) (Appadurai 2011). Problematizando este tema através de cinco v campos da ficha de inventário – “As Categorias e o Número de Inventário”; “A difícil atribuição de Autorias e a múltipla Produção”; “A Datação por aproximação”; “A Informação Técnica” e “O campo infinito da Documentação Associada” –, do acrescento de um parâmetro especificamente desenvolvido no âmbito da arte colonial – “As funções dos objectos” – e colocando em evidência a importância da análise destas peças a partir dos aspectos inerentes à sua materialidade (Miller 2005), propõe-se como resposta ao enunciado colocado no início deste resumo e possibilidades expositivas, que não é tanto o sistema de classificação que está implícito à institucionalização do objecto (ou seja, a forma como o social categoriza as coisas) que condiciona o seu entendimento, mas mais os discursos que são produzidos sobre ele (isto é, a forma como o social representa as coisas) (Vergo 2000; Macdonald 2006; Semedo e Lopes 2006).

Sorologia rápida para hanseníase (teste ML Flow) em pacientes dimorfos classificados como paucibacilares pelo número de lesões cutâneas: uma ferramenta útil

A hanseníase ainda é doença endêmica no Brasil, com cerca de 40.000 novos casos por ano. Devido à dificuldade na realização de exames laboratoriais em campo, classifica-se a forma clínica contando-se lesões, o que pode causar subdiagnóstico de casos multibacilares e falha terapêutica. Para avaliar uma nova ferramenta para diagnóstico de hanseníase multibacilar, o teste ML Flow, foi realizado em 21/77 (27,3%) pacientes com hanseníase dimorfa (6 DV e 15 DT) não tratados, com até cinco lesões de pele, avaliados de acordo com a classificação de Ridley & Jopling (R&J). O teste ML Flow foi positivo em 14/21 (66,6%) pacientes (4 DV e 10 DT); em 7/21 (33,3%) pacientes (5 DT e 2 DV) o resultado foi negativo. A classificação da hanseníase baseada somente na contagem de lesões pode falhar em diagnosticar casos MB. O ML Flow é ferramenta útil no diagnóstico de hanseníase dimorfa com até cinco lesões cutâneas.

Número de vértebras de characiformes do rio Amazonas e seu uso na identificação de larvas do grupo

Vertebras numbers are related to mymere numbers, consequently are a useful tool for identifying the species of fish larvae. We present here vertebrae counts and estimations of the number of myomeres for 29 species of Characiformes which have their reproduction linked to the Amazon river. We also analyse the potencial of vertebrae counts for the identification of the larvae.

Efeito da exploração madeireira sobre o número de indivíduos férteis de três espécies arbóreas comerciais na Amazônia oriental

Estudos da ecologia reprodutiva de árvores são fundamentais para compreender os possíveis impactos da exploração madeireira e para subsidiar o aperfeiçoamento das práticas de manejo. Os objetivos desse trabalho foram: 1) estimar a proporção e o número de indivíduos reprodutivos por classe de diâmetro de Chrysophyllum lucentifolium subsp. pachycarpum, Lecythis lurida e Pseudopiptadenia psilostachya, três espécies madeireiras, em uma floresta em Paragominas (PA) e; 2) estimar o impacto da exploração de 90% dos indivíduos com DAP > 50 cm sobre o número de indivíduos reprodutivos das mesmas espécies no local. Durante uma estação reprodutiva de cada espécie, foram amostradas 80 árvores de L. lurida, 76 de P. psilostachya e 76 de C. lucentifolium. Foi estimado que 14,9% de todos os indivíduos férteis de C. lucentifolium, 35,9% de L. lurida e 72,4% de P. psilostachya tinham DAP > 50 cm no ano de amostragem. Assim, o corte de 90% dessas árvores causaria uma redução de 13,4%, 32,6 % e 65,2 % do número de indivíduos férteis de C. lucentifolium, L. lurida e P. psilostachya, respectivamente. Se as proporções de indivíduos férteis fossem constantes ao longo do tempo, para preservar metade dos indivíduos férteis de P. psilostachya seria necessário manter 30% e não 10% daqueles com DAP > 50 cm. Os resultados indicam que, adotando-se um único diâmetro mínimo de corte e retendo-se a mesma proporção de árvores acima desse diâmetro, o efeito em termos de porcentagem de indivíduos reprodutivos retirados da população pode variar entre espécies na ordem de aproximadamente cinco vezes.

Development of an intelligent earthwork optimization system

Tese de Doutoramento em Engenharia Civil.

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.

Uso de fluorescência em um método de dissector modificado para estimar o número de miócitos no tecido cardíaco

FUNDAMENTO: Métodos convencionais de dissector atualmente requerem consideráveis custos financeiros, técnicos e operacionais para estimar o número de células, incluindo cardiomiócitos, em uma área de 3D. OBJETIVO: Usar a microscopia de fluorescência em um método de dissector modificado para determinar o número de miócitos no tecido cardíaco em condições normais e patológicas. MÉTODOS: O estudo empregou camundongos Wistar machos com quatro meses de idade e peso de 366,25 ± 88,21 g randomizados em grupos controles (GC, n = 8) e infectados (GI, n = 8). Os animais do GI foram inoculados com cepa Y de T. cruzi (300.000 tripomastigotas/50 g). Após oito semanas, os animais foram pesados e sacrificados. Os Ventrículos Esquerdos (VE) foram removidos para análise estereológica da densidade numérica de cardiomiócitos (Nv [c]) e o número total dessas células no VE (N [c]). Esses parâmetros foram estimados usando um dissector fluorescente (DF) e comparados com os métodos convencionais de dissector óptico (DO) e dissector físico (DFi). RESULTADOS: Em ambos os métodos de dissector, os animais do GI apresentaram queda significativa de Nv[c] e N[c] em comparação com os animais do GC (P > 0,05). Uma correlação forte, igual ou superior a 96%, foi obtida entre DF, DO e DFi. CONCLUSÃO: O método DF parece ser igualmente confiável para determinar Nv[c] e N[c] em condições normais e patológicas, apresentando algumas vantagens em relação aos métodos convencionais de dissector: redução de cortes histológicos e imagens na análise estereológica, redução do tempo de análise das imagens, a construção de DF em microscópios simples, utilizando o modo de epifluorescência, distinção de planos de dissector em ampliações inferiores.

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.

Variação do número e da distribuição dos espinhos nos frutos da Mamoneira (Ricinus communis, L)

1) O caráter presença de espinhos nos frutos da mamoneira é determinado por um par de fatores dominantes SS, sendo a forma recessiva ss, inerme. A interação alélica nao é bem intermediária, havendo uma predominância do fator S. Êste resultado foi anteriormente constatado por HARLAND (7), PEAT (8), DOMINGO (2), GURGEL (4) e FERNANDES (3). 2) A constatação da segregação 1 SS : 2 Ss : 1 ss foi feita após extensivas contagens de espinhos, tanto na forma paternal, como também no Fl, F2 e "back-cross". Por essas contagens foi verificado que existem variedades com números diferentes de espinhos, podendo-se distinguir dois tipos: variedades que têm muitos espinhos, com uma média aproximada de 170 espinhos por fruto e variedades que têm um número médio de espinhos, com uma média aproximada de 113 espinhos por fruto. 3) Embora a segregação dos fatores S e s seja monofatorial, todavia foi constadada por uma análise estatística detalhada, a presença de gens modificadores agindo na geração F2, introduzidos pelos tipos paternais. Assim, o segregante SS no F2, tem mais espinhos do que o pai homozigoto da mesma constituição. 4) Foram encontrados dois novos gens cal e ca2, com interação não alélica do tipo de polimeria complementar duplo-recessiva, dando no F2 uma segregação de 15 com espinhos uniformes : 1 com espinho careca, no "back-cross" uma segregação de 3 com espinhos uniformes : 1 com espinho careca. Estes gens determinaram, nos frutos com espinhos, a formação de zonas sem espinhos, ou como denominamos, "carecas". Estes novos fatores foram encontrados numa única variedade, de n.° 51, conhecida por laciniada, em virtude da for- ma especial de suas fôlhas. Esta variedade é de côr verde, apresenta cera na haste e possui numerosos cachos, porém pequenos. Ê tida como planta ornamental e foi originalmente importada de Erfurt, Alemanha. 5) Mesmo nas variedades inermes foi constatada a presença dos gens Cal e Ca2, para distribuição uniforme de espinhos, embora nas ditas variedades não se possa identificar a sua presença, em virtude do gen s ser epistático recessivo sobre Cal e Ca2. 6) Uma vez que os fatores S e CalCa2 sao independentes, isto é, possivelmente situados em cromosômios diferentes, fazendo-se o cruzamento de variedades com espinho careca x variedades sem espinho, obtem-se o PI com número de espinhos intermediário e distribuição uniforme. No F2 obtém-se a segregação de 45 com espinho uniforme : 3 com espinho careca : 16 sem espinho e no "back-cross" a segregação de 3 com espinho uniforme : 1 com espinho careca : 4 sem espinho.