Assessing melatonin and its oxidative metabolites amounts in biological fluid and culture medium by liquid chromatography electrospray ionization tandem mass spectrometry (LC-ESI-MS/MS)

Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP)

Oxidation of lysergic acid diethylamide (LSD) by peroxidases: a new metabolic pathway

Lysergic acid diethylamide (LSD) is a potent hallucinogen that is primarily metabolized to 2-oxo-3-hydroxy-LSD (O-H-LSD) and N-desmethyl-LSD (nor-LSD) by cytochrome P450 complex liver enzymes. Due to its extensive metabolism, there still is an interest in the identification of new metabolites and new routes of its metabolism in humans. In the present study, we investigated whether LSD could be a substrate for horseradish peroxidase or myeloperoxidase (MPO). Using liquid chromatography coupled to UV detection and electrospray ionization mass spectrometry (LC-UV-ESI-MS), we found that both peroxidases were capable of metabolizing LSD to the same compounds that have been observed in vivo (i.e., O-H-LSD and nor-LSD). In addition, we found another major metabolite, N,N-diethyl-7-formamido-4-methyl-6-oxo-2,3,4,4a,5,6-hexahydrobenzo[f]quinoline-2-carboxamide (FOMBK), which is an opened indolic ring compound. Hydrolysis of FOMBK led to the deformylated compound 7-amino-N,N-diethyl-4-methyl-6-oxo-2,3,4,4a,5,6-hexahydrobenzo[f]quinoline-2-carboxamide. The reactions of LSD with the peroxidases were chemiluminescent and sensitive to inhibition by reactive oxygen scavengers, which indicated that the classic peroxidase cycle is involved in this new alternative metabolic pathway. Considering that MPO is abundant in immune cells and also present in the central nervous system, the degradation pathway described in this study suggests a possible route of LSD metabolism that may occur concurrently with the in vivo reaction catalyzed by the cytochrome P450 system.

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.

Adubação em "torrão paulista" de Eucalyptus Saligna SM

Num ensaio de adubação com N, P, K e estêrco (E) de mudas de eucalipto (Eucalyptus saligna Sm.) em "torrão paulista" nos viveiros da Cia. Paulista de Estrada de Ferro, em Rio Claro, SP, foi usado um delineamento fatorial de 3x3x3x2, com resultados estatisticamente significativos para N, P e estêrco. As alturas médias das mudas, em centímetros, 3(1/2) meses após a repicagem para os torrões, foram as seguintes. N0 42,4 ± 1,5 P0 56,4 ± 1,5 E0 54,9 ± 1,2 N1 62,8 ± 1,5 P1 58,4 ± 1,5 E1 64,0 ± 1,2 N2 73,2 ± 1,5 P2 63,6 ± 1,5 As médias de algumas combinações interessantes de tratamentos são dadas a seguir, em centímetros. N0PoK0Eo 41,3 ± 6,2 N2P2K0E1 83,0 ± 6,2 N2P0K0E0 59,6 ± 6,2 N2P2K2E1 87,4 ± 6,2 N2P2K0E0 64,0 ± 6,2

Redundant Notch1 and Notch2 signaling is necessary for IFNγ secretion by T helper 1 cells during infection with Leishmania major.

The protective immune response to intracellular parasites involves in most cases the differentiation of IFNγ-secreting CD4(+) T helper (Th) 1 cells. Notch receptors regulate cell differentiation during development but their implication in the polarization of peripheral CD4(+) T helper 1 cells is not well understood. Of the four Notch receptors, only Notch1 (N1) and Notch2 (N2) are expressed on activated CD4(+) T cells. To investigate the role of Notch in Th1 cell differentiation following parasite infection, mice with T cell-specific gene ablation of N1, N2 or both (N1N2(ΔCD4Cre)) were infected with the protozoan parasite Leishmania major. N1N2(ΔCD4Cre) mice, on the C57BL/6 L. major-resistant genetic background, developed unhealing lesions and uncontrolled parasitemia. Susceptibility correlated with impaired secretion of IFNγ by draining lymph node CD4(+) T cells and increased secretion of the IL-5 and IL-13 Th2 cytokines. Mice with single inactivation of N1 or N2 in their T cells were resistant to infection and developed a protective Th1 immune response, showing that CD4(+) T cell expression of N1 or N2 is redundant in driving Th1 differentiation. Furthermore, we show that Notch signaling is required for the secretion of IFNγ by Th1 cells. This effect is independent of CSL/RBP-J 54;, the major effector of Notch receptors, since L. major-infected mice with a RBP-J 54; deletion in their T cells were able to develop IFNγ-secreting Th1 cells, kill parasites and heal their lesions. Collectively, we demonstrate here a crucial role for RBP-J 54;-independent Notch signaling in the differentiation of a functional Th1 immune response following L. major infection.

Redundant Notch1 and Notch2 signaling is necessary for IFNγ secretion by T helper 1 cells during infection with Leishmania major.

The protective immune response to intracellular parasites involves in most cases the differentiation of IFNγ-secreting CD4(+) T helper (Th) 1 cells. Notch receptors regulate cell differentiation during development but their implication in the polarization of peripheral CD4(+) T helper 1 cells is not well understood. Of the four Notch receptors, only Notch1 (N1) and Notch2 (N2) are expressed on activated CD4(+) T cells. To investigate the role of Notch in Th1 cell differentiation following parasite infection, mice with T cell-specific gene ablation of N1, N2 or both (N1N2(ΔCD4Cre)) were infected with the protozoan parasite Leishmania major. N1N2(ΔCD4Cre) mice, on the C57BL/6 L. major-resistant genetic background, developed unhealing lesions and uncontrolled parasitemia. Susceptibility correlated with impaired secretion of IFNγ by draining lymph node CD4(+) T cells and increased secretion of the IL-5 and IL-13 Th2 cytokines. Mice with single inactivation of N1 or N2 in their T cells were resistant to infection and developed a protective Th1 immune response, showing that CD4(+) T cell expression of N1 or N2 is redundant in driving Th1 differentiation. Furthermore, we show that Notch signaling is required for the secretion of IFNγ by Th1 cells. This effect is independent of CSL/RBP-J 54;, the major effector of Notch receptors, since L. major-infected mice with a RBP-J 54; deletion in their T cells were able to develop IFNγ-secreting Th1 cells, kill parasites and heal their lesions. Collectively, we demonstrate here a crucial role for RBP-J 54;-independent Notch signaling in the differentiation of a functional Th1 immune response following L. major infection.

Impact of HSD11B1 polymorphisms on BMI and components of the metabolic syndrome in patients receiving psychotropic treatments.

BACKGROUND: Metabolic syndrome (MetS) associated with psychiatric disorders and psychotropic treatments represents a major health issue. 11β-Hydroxysteroid dehydrogenase type 1 (11β-HSD1) is an enzyme that catalyzes tissue regeneration of active cortisol from cortisone. Elevated enzymatic activity of 11β-HSD1 may lead to the development of MetS. METHODS: We investigated the association between seven HSD11B1 gene (encoding 11β-HSD1) polymorphisms and BMI and MetS components in a psychiatric sample treated with potential weight gain-inducing psychotropic drugs (n=478). The polymorphisms that survived Bonferroni correction were analyzed in two independent psychiatric samples (nR1=168, nR2=188) and in several large population-based samples (n1=5338; n2=123 865; n3>100 000). RESULTS: HSD11B1 rs846910-A, rs375319-A, and rs4844488-G allele carriers were found to be associated with lower BMI, waist circumference, and diastolic blood pressure compared with the reference genotype (Pcorrected<0.05). These associations were exclusively detected in women (n=257) with more than 3.1 kg/m, 7.5 cm, and 4.2 mmHg lower BMI, waist circumference, and diastolic blood pressure, respectively, in rs846910-A, rs375319-A, and rs4844488-G allele carriers compared with noncarriers (Pcorrected<0.05). Conversely, carriers of the rs846906-T allele had significantly higher waist circumference and triglycerides and lower high-density lipoprotein-cholesterol exclusively in men (Pcorrected=0.028). The rs846906-T allele was also associated with a higher risk of MetS at 3 months of follow-up (odds ratio: 3.31, 95% confidence interval: 1.53-7.17, Pcorrected=0.014). No association was observed between HSD11B1 polymorphisms and BMI and MetS components in the population-based samples. CONCLUSIONS: Our results indicate that HSD11B1 polymorphisms may contribute toward the development of MetS in psychiatric patients treated with potential weight gain-inducing psychotropic drugs, but do not play a significant role in the general population.

In vitro activity of thienyl-2-nitropropene compounds against Trypanosoma cruzi

The in vitro activity of four 2-nitropropene derivatives, 1-(3-benzothienyl)-2-nitropropene (N1), 1-(3-thienyl)-2-nitropropene (N2), 1-(5-bromo-2-thienyl)-2-nitropropene (N3) and 1-(4-bromo-2-thienyl)-2-nitropropene (N4), were tested against cultures of the parasite Trypanosoma cruzi. Cytotoxicity studies were performed using Vero cells. The blood trypomastigotes, amastigotes and epimastigotes showed differential degrees of sensitivity towards the four tested compounds; the highest activity against the epimastigotes and blood tripomastigotes was exhibited by N1, followed by N3, N4 and finally N2. In contrast, whereas the compounds N1, N3 and N4 exerted similar magnitudes of activity against amastigotes, N2 was found to be a much less potent compound. According to our results, the compound N1 had the highest level of activity (IC50: 0.6 56;M) against epimastigotes.

Association of PCK1 with Body Mass Index and Other Metabolic Features in Patients With Psychotropic Treatments.

Weight gain is a major health problem among psychiatric populations. It implicates several receptors and hormones involved in energy balance and metabolism. Phosphoenolpyruvate carboxykinase 1 is a rate-controlling enzyme involved in gluconeogenesis, glyceroneogenesis and cataplerosis and has been related to obesity and diabetes phenotypes in animals and humans. The aim of this study was to investigate the association of phosphoenolpyruvate carboxykinase 1 polymorphisms with metabolic traits in psychiatric patients treated with psychotropic drugs inducing weight gain and in general population samples. One polymorphism (rs11552145G > A) significantly associated with body mass index in the psychiatric discovery sample (n = 478) was replicated in 2 other psychiatric samples (n1 = 168, n2 = 188), with AA-genotype carriers having lower body mass index as compared to G-allele carriers. Stronger associations were found among women younger than 45 years carrying AA-genotype as compared to G-allele carriers (-2.25 kg/m, n = 151, P = 0.009) and in the discovery sample (-2.20 kg/m, n = 423, P = 0.0004). In the discovery sample for which metabolic parameters were available, AA-genotype showed lower waist circumference (-6.86 cm, P = 0.008) and triglycerides levels (-5.58 mg/100 mL, P < 0.002) when compared to G-allele carriers. Finally, waist-to-hip ratio was associated with rs6070157 (proxy of rs11552145, r = 0.99) in a population-based sample (N = 123,865, P = 0.022). Our results suggest an association of rs11552145G > A polymorphism with metabolic-related traits, especially in psychiatric populations and in women younger than 45 years.

Association of PCK1 with Body Mass Index and Other Metabolic Features in Patients With Psychotropic Treatments.

Weight gain is a major health problem among psychiatric populations. It implicates several receptors and hormones involved in energy balance and metabolism. Phosphoenolpyruvate carboxykinase 1 is a rate-controlling enzyme involved in gluconeogenesis, glyceroneogenesis and cataplerosis and has been related to obesity and diabetes phenotypes in animals and humans. The aim of this study was to investigate the association of phosphoenolpyruvate carboxykinase 1 polymorphisms with metabolic traits in psychiatric patients treated with psychotropic drugs inducing weight gain and in general population samples. One polymorphism (rs11552145G > A) significantly associated with body mass index in the psychiatric discovery sample (n = 478) was replicated in 2 other psychiatric samples (n1 = 168, n2 = 188), with AA-genotype carriers having lower body mass index as compared to G-allele carriers. Stronger associations were found among women younger than 45 years carrying AA-genotype as compared to G-allele carriers (-2.25 kg/m, n = 151, P = 0.009) and in the discovery sample (-2.20 kg/m, n = 423, P = 0.0004). In the discovery sample for which metabolic parameters were available, AA-genotype showed lower waist circumference (-6.86 cm, P = 0.008) and triglycerides levels (-5.58 mg/100 mL, P < 0.002) when compared to G-allele carriers. Finally, waist-to-hip ratio was associated with rs6070157 (proxy of rs11552145, r = 0.99) in a population-based sample (N = 123,865, P = 0.022). Our results suggest an association of rs11552145G > A polymorphism with metabolic-related traits, especially in psychiatric populations and in women younger than 45 years.

Ocorrência de Salmonella sp em suínos de terminação no Rio Grande do Sul

Foram colhidas amostras de fezes de lote de suínos em 10 granjas terminadoras do Estado do Rio Grande do Sul para pesquisa de Salmonella sp. Duas granjas consideradas negativas (N1 e N2) e uma positiva (P1) nesta primeira etapa foram escolhidas para colheita de amostras de fezes individuais de 25 animais escolhidos aleatoriamente. No abatedouro foram coletados swab retal, conteúdo intestinal e linfonodos mesentéricos dos mesmos animais amostrados na granja. Após a introdução de novos animais nas granjas N1 e P1, outros 25 animais foram amostrados em cada granja, da mesma forma descrita acima. Três granjas tiveram amostras de fezes de lote positivas, sendo que em duas foi constatado um alto nível de contaminação. Foram encontrados 8 sorotipos de Salmonella (Agona, Bredeney, Lexington, London, Mbandaka, Panama, Schwartzengrund, Salmonella sp), sendo os sorotipos Agona e Bredeney os mais encontrados. Na colheita individual realizada, todas as granjas amostradas foram positivas. Em 6,4% das amostras de fezes colhidas na granja, 5,3% das amostras de conteúdo intestinal e 5,6% dos linfonodos mesentéricos foi possível isolar Salmonella. O antibiograma das linhagens de Salmonella isoladas demonstrou 97,8% de resistência à sulfonamida, 82,6% à estreptomicina, 36,9% à tetraciclina e 15,2% à sulfazotrim.

Cognitive processes in L1 and L2 writing : a cross-sectional study. 'Procesos cognitivos en la escritura de L1 y L2 : un estudio transversal'.

Conocer en qué medida el grado de dominio de la L2 configura el tiempo asignado a los procesos de escritura y su distribución en el transcurso de la composición. 21 aprendices de inglés como lengua extranjera divididos en tres niveles de dominio: pre-intermedio (N1), intermedio (N2) y avanzado (N3), estando integrado cada grupo por 7 sujetos de tercero de BUP, tercero de Magisterio de Lenguas Extranjeras y recién licenciados en Filología Inglesa respectivamente. Cada sujeto de la muestra realizó una composición argumentada en L1 y L2 siguiendo la técnica del pensamiento en voz alta en dos sesiones distintas y recibiendo entrenamiento previo en la técnica de pensar en voz alta. La tarea en L2 se llevó a cabo antes de la de L1 para tratar de evitar la traducción dada la similitud de los temas propuestos, idénticos para todos los sujetos. Al finalizar los sujetos rellenaron un cuestionario restrospectivo. Se grabaron y transcribieron las sesiones. Oxford Placement Test, prueba que se centra en la discriminación de habilidades gramaticales de lectura y de comprensión auditiva. Análisis de la distribución temporal de los procesos de planificación y formulación en composiciones argumentales en L1 y L2. ANOVA. Los sujetos de la muestra dedicaron un porcentaje similar de tiempo a formular globalmente sus textos en L1 y L2, sin embargo, la proporción de procesos de formulación fluída frente a los de naturaleza problemática varían según la lengua: en L1 la proporción en de 5/1 y en L2 de 2/1. A medida que aumenta la habilidad del escritor se observa una tendencia a asumir progresivamente el papel de escritor como controlador del proceso, en detrimento del escritor como productor de un texto. Los resultados de la investigación apuntan a que no puede considerarse que el proceso de composición sea lineal, aunque sea incorrecto pensar que el escritor va a dedicar idénticos recursos temporales al mismo proceso en todas las partes de la composición (planificación, formulación y revisión). Existe un punto intermedio entre los dos extremos: ciertos procesos tienen más probabilidad de ser activados en ciertos momentos que otros y, como consecuencia, su probabilidad de ocurrencia cambia a medida que se avanza en el transcurso de la tarea.

Avaliação do potencial tripanocida de diaminas, diaminas de ferroceno e derivados de 1,4-naftoquinonas em cepas de Trypanosoma brucei

Pós-graduação em Biotecnologia - IQ

Análise molecular e morfológica de exemplares de Trichomycterus valenciennes, 1832 da Chapada dos Guimarães (Bacia do Paraguai) e ensaio sobre o complexo de espécies Trichomycterus brasiliensis Lutken, 1874

Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)

Potencial Cognitivo Auditivo e vectoeletronistagmografia em escolares com dislexia e distúrbios de aprendizagem

Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)