Transporte de carga y espín en sistemas mesoscópicos

Se busca profundizar en el entendimiento del transporte cuántico prediciendo y observando efectos de interferencias temporales (ecos mesoscópicos) y espaciales. Estos conocimientos se aplican a la difusión de excitaciones, cuantificando así las interacciones que controlan la relajación. En el caso de espines, se desarrollan métodos de análisis que permiten una mejor cuantificación de las interacciones magnéticas. Se posibilita así la caracterización de moléculas y nanopartículas metálicas por RMN. En el caso de microdispositivos, el control de las excitaciones cuánticas nos permitió el diseño de un amplificador de ultra-sonido por emisión estimulada (SASER) que convierte las excitaciones electrónicas en ultrasonido. Objetivos En lo relativo al transporte de carga, se quiere optimizar los parámetros del dispositivo SASER (amplificador de ultra-sonido por emisión estimulada). Se estudiará la compatibilidad de las aproximaciones de transporte coherente y secuencial. Por otra parte se continuará con el estudio de las manifestaciones del confinamiento electrónico en una nanoestructura en el espectro de RMN de núcleos metálicos para lograr un mejor ajuste con los resultados experimentales. En lo relativo al transporte de magnetización, el objetivo teórico es encontrar las condiciones para la observación de ecos cuánticos así como otros fenómenos temporales en el transporte de espines en molécula, procurando extenderlos al transporte de carga en microdispositivos. Se desea evaluar la influencia de interacciones de muchas partículas y otras interacciones que rompen la coherencia de fase en la descripción dinámica de las excitaciones. En la parte experimental, se crecen monocristales de moléculas orgánicas susceptibles de presentar los ecos dinámicos estudiados en la parte teórica. (...) También deseamos explorar la difusión de magnetización mediante el análisis de Coherencias Cuánticas Múltiples. En síntesis, se espera mejorar la cuantificación e identificación de los ecos medidos en ferroceno y cimantreno, incorporando el efecto de las interacciones que rompen la coherencia de fase.

Análisis de la aplicabilidad de la técnica de disco-menisco rotante en el estudio de reacciones de transferencia de carga con reacciones químicas acopladas

El electrodo de disco rotante es una de las técnicas más útiles y más ampliamente empleada en el estudio de la cinética de reacciones de electrodo. Sin embargo, la construcción de electrodos de disco rotante convencionales, que involucra la inclusión del material de electrodo de una vaina de material aislante, no siempre es posible o conveniente. Por ejemplo, cuando es necesario utilizar materiales monocristalinos, se presentan numerosas dificultades debidas principalmente a su extrema fragilidad. (...) Objetivos generales * Se intenta establecer la aplicabilidad de la técnica del electrodo de disco-menisco rotante en el estudio de la cinética de reacciones de transferencia de carga con reacciones químicas acopladas. En particular, se estudiarán los mecanismos de reacción que involucran procesos catalíticos y ECE (electroquímico-químico-electroquímico). Objetivos específicos * Determinar las desviaciones que produce la presencia del menisco de electrolito en las curvas experimentales de corriente límite vs. raíz cuadrada de la velocidad de rotación, para cada uno de los dos mecanismos mencionados a partir de la comparación de datos obtenidos para meniscos de diferentes alturas y sobre electrodos convencionales. * Simular la respuesta electroquímica introduciendo los términos de corrección adecuados para tener en cuenta las variaciones en las condiciones hidrodinámicas que introduce la modificación de la geometría del sistema. * Establecer la metodología apropiada para el tratamiento de los datos experimentales a fin de posibilitar la obtención de los parámetros cinéticos de las reacciones. El plan de trabajo que se propone permitirá profundizar la caracterización del comportamiento hidrodinámico del disco-menisco rotante, incrementando las posibilidades de la utilización de esta técnica que es sumamente adecuada para estudios sobre electrodos monocristalinos, siendo estos últimos la clave para dilucidar la influencia que la estructura superficial del electrodo tiene sobre la cinética y los mecanismos de reacciones de transferencia de carga de interés práctico, como el desprendimiento de hidrógeno y la reducción de oxígeno. Las ventajas asociadas a la omisión de la vaina de material aislante posibilitan, a su vez, que el uso del DMR pueda extenderse a otros tipos de sistemas en los cuales el uso de electrodos rotantes convencionales presenta dificultades.

Estratégias de prevenção do acidente vascular encefálico cardioembólico na doença de Chagas

FUNDAMENTO: O acidente vascular encefálico isquêmico (AVEi) cardioembólico é uma manifestação clínica importante da cardiopatia chagásica crônica, no entanto, ainda não foram definidos sua incidência e os fatores de risco associados a este evento. OBJETIVO: Definir estratégias de prevenção de uma complicação freqüente e incapacitante da doença de Chagas, o AVEi cardioembólico. MÉTODOS: No período de março de 1990 a março de 2002, 1.043 pacientes com doença de Chagas foram recrutados e acompanhados até março de 2003 em um estudo prospectivo e observacional de coorte. Por meio da regressão de Cox foi desenvolvido um escore de risco de AVEi, que se correlacionou com a incidência anual desse evento: 4-5 pontos, > 4%; 3 pontos, 2% a 4%; 2 pontos, 1% a 2 %; e 0-1 ponto, < 1%. Foram avaliadas a eficácia e a segurança de duas coortes de tratamento: grupo 1, 52 pacientes em uso de varfarina por 14 ± 14 meses, mantendo INR 2-3; e grupo 2, 104 pacientes em uso de ácido acetilsalicílico (AAS) 200 mg/dia, por 22 ± 21 meses. RESULTADOS: No grupo 1, a taxa anual de sangramento maior necessitando hemotransfusão foi de 1,9%, sem ocorrência de AVEi. Por meio da regressão de Cox foram identificadas 4 variáveis independentes associadas ao evento (disfunção sistólica, aneurisma apical, alteração primária da repolarização ventricular e idade > 48 anos) sendo desenvolvido um escore de risco de AVEi, que se relacionou com a incidência anual desse evento. No grupo 2, não houve complicações hemorrágicas, e a incidência anual de AVEi foi de 3,2%, todos em pacientes com 4-5 pontos. CONCLUSÃO: Por meio da análise de risco-benefício, varfarina estaria indicada aos pacientes com 4-5 pontos, cuja incidência de evento supera a taxa de sangramento maior. No subgrupo de 3 pontos, as taxas de evento e sangramento com anticoagulante se equivalem, sendo indicados AAS ou varfarina, conforme o risco individual de sangramento ou embolização. Nos pacientes com 2 pontos, com baixa incidência de AVEi, seriam recomendados AAS ou nenhuma profilaxia. Os pacientes com 0-1 ponto, com incidência do evento próxima a zero, não necessitam de profilaxia.

Respostas cardiovasculares ao exercício resistido são afetadas pela carga e intervalos entre séries

FUNDAMENTO: O controle das respostas cardiovasculares durante exercício resistido (ER) é importante para a segurança do paciente. OBJETIVO: Investigar a influência do número de repetições máximas (RM) e dos intervalos de recuperação entre séries (IR) sobre a frequência cardíaca (FC), pressão arterial sistólica (PAS) e duplo produto (DP) durante ER. MÉTODOS: Vinte sujeitos saudáveis (26 ± 5 anos) realizaram protocolos de ER envolvendo três séries do leg press (6 e 12 RM) e IR proporcional ao tempo de contração (1:3 e 1:5). Aferiu-se a FC continuamente com cardiofrequencímetro e a PAS foi verificada ao final das séries, por meio de protocolo validado com método auscultatório. RESULTADOS: A FC sofreu influência da carga (p = 0,008) e das séries (p < 0,001), mas não do IR (p = 0,087). A PAS sofreu efeito isolado do número de séries (p < 0,001) e do IR (p = 0,017), mas não da carga (p = 0,95). O DP elevou-se em relação direta com a carga (p = 0,036) e com as séries (p < 0,001), mas inversamente ao IR (p = 0,006). Nos protocolos de 6 RM, a variação da FC foi maior para IR = 1:3 (Δ = 11,2 ± 1,1 bpm) do que para IR = 1:5 (Δ = 4,5 ± 0,2 bpm; p = 0,002), mas não houve diferença para 12 RM (Δ 1:3 = 21,1 ± 2,2 bpm; Δ 1:5 = 18,9 ± 2,0 bpm, p = 0,83). O IR influenciou a variação da PAS em todas as cargas (6 RM - Δ 1:3 = 10,6 ± 0,9 mmHg, Δ 1:5 = 6,6 ± 0,7 mmHg; p = 0,02 e 12 RM - Δ 1:3 = 15,2 ± 1,1 mmHg, Δ 1:5 = 8,4 ± 0,7 mmHg; p = 0,04). O DP elevou-se proporcionalmente à carga (p = 0,036) e para séries (p < 0,001), mas inversamente ao IR (p = 0,006). Com IR = 1:3, houve diferença de DP para 6 RM (Δ = 2.892 ± 189 mmHg.bpm) e 12 RM (Δ = 4.587 ± 300 mmHg.bpm; p = 0,018), mas não com IR = 1:5 (6 RM: Δ = 1.224 ± 141 mmHg.bpm, 12 RM: Δ = 2.332 ± 194 mmHg.bpm; p = 0,58). CONCLUSÃO: Independentemente da carga, um maior IR associou-se a menores respostas cardiovasculares durante ER, especialmente de PAS.

Associação de diferentes medidas e índices antropométricos com a carga aterosclerótica coronariana

FUNDAMENTO: A associação entre parâmetros antropométricos e carga aterosclerótica ainda não está bem estabelecida e poucos estudos na literatura abordam esse tema. OBJETIVO: Avaliar a associação de diferentes parâmetros antropométricos com a carga aterosclerótica coronariana. MÉTODOS: Participaram do estudo pacientes adultos submetidos à cineangiocoronariografia. Dados sociodemográficos e fatores de risco cardiovasculares foram coletados em um questionário padronizado. Foram medidos peso, altura, circunferência da cintura (CC), circunferência abdominal (CABD), circunferência do quadril (CQ) e circunferência do pescoço (CP), com o cálculo do índice de massa corporal (IMC) e das relações cintura-quadril (RCQ), circunferência abdominal-quadril (RCABDQ) e cintura-altura (RCALT). A carga aterosclerótica coronariana na cineangiocoronariografia foi medida pelo Escore de Friesinger (EF). Aterosclerose significativa foi considerada quando o EF > 5. RESULTADOS: A amostra foi constituída por 337 pacientes, dos quais 213 eram homens (63,2%). A idade média foi de 60,1 ± 10 anos. Somente a RCQ (r = 0,159 e p = 0,003) apresentou correlação linear significativa com a carga aterosclerótica coronariana medida pelo EF. Quando separamos a amostra por gênero, nas mulheres encontramos correlação significativa da RCABDQ (r = 0,238 e p = 0,008) e da RCQ (r = 0,198 e p = 0,028) com o EF. Não se encontrou nos homens correlação entre parâmetros antropométricos e EF. Após os ajustes para as variáveis sexo, idade, HAS, tabagismo e DM, nenhum parâmetro antropométrico foi associado com a carga aterosclerótica coronariana medida pelo EF na amostra total ou separada por gênero. CONCLUSÃO: Nenhum parâmetro antropométrico foi fator de risco independente para a carga aterosclerótica coronariana.

Ponto ótimo cardiorrespiratório: uma variável submáxima do teste cardiopulmonar de exercício

FUNDAMENTO: No Teste Cardiopulmonar de Exercício (TCPE) máximo são analisadas diversas variáveis ventilatórias, incluindo o equivalente ventilatório de oxigênio (VE/VO2). O valor mínimo do VE/VO2 reflete a melhor integração entre os sistemas respiratório e cardiovascular, podendo ser denominado Ponto Ótimo Cardiorrespiratório (POC). OBJETIVO: Determinar o comportamento do POC em função do gênero e da idade em adultos saudáveis e verificar a associação com outras variáveis do TCPE. MÉTODOS: De 2.237 indivíduos, foram selecionados 624 (62% homens e 48 ± 12 anos de idade), não atletas, saudáveis, submetidos ao TCPE máximo. O POC ou VE/VO2 mínimo foi obtido a partir da análise da ventilação e do consumo de oxigênio em cada minuto do TCPE. Foi verificada a relação entre idade e POC para os dois gêneros, assim como as associações com: VO2máx, VO2 no limiar anaeróbico (VO2LA), eficiência da inclinação de consumo de oxigênio (OUES) e com VE máxima. Comparou-se ainda a intensidade do esforço (MET) no POC, LA e VO2máx. RESULTADOS: O POC aumenta com a idade, sendo 23,2 ± 4,48 e 25,0 ± 5,14, respectivamente, em homens e mulheres (p < 0,001). Há associações moderadas e inversas com VO2máx (r = -0,47; p < 0,001), com VO2LA (r = -0,42; p < 0,001) e com o OUES (r = -0,34; p < 0,001). O POC ocorreu, em média, a (44% do VO2máx) e antes do LA (67% do VO2máx) (p < 0,001). CONCLUSÃO: POC, uma variável submáxima, aumenta com a idade e é discretamente mais alto em mulheres. Sendo modestamente associado a outras medidas ventilatórias, parece haver uma contribuição independente na interpretação da resposta cardiorrespiratória ao TCPE.

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.

Sobre o comportamento mitótico e meiótico de cromossomas policêntricos ou com ponto de inserção difuso

Material: Studies were made mainly with Ascaris megalocephála Cloq. univalens and bivalens, and also with Tityus bahiensis Perty. 1) Somatic pairing of heterochromatic regions. The heterochromatic ends of the somatic chromosomes in Ascaris show a very strong tendency for unspecifical somatic pairing which may occur between parts of different chromosomes (Figs. 1, 2, 3, 7, 10, 11, 12, 13, 14, 16, 18,), between the two ends of the same chromosome either directly (Figs. 4, 5, 7, 8, 11, 12, 13, 15, 16, 17, 18) or inversely (Fig. 8, in the arrow) and also within a same chromosomal arm (Fig. 6). 2) During the early first cleavage division the chomosomes are an isodiametric cylinder (Figs. 6, 9, 11, 13, 14). But in later metaphase the ends become club shaped (Figs. 1, 2, 3, 4, 5, 7, 10) which is interpreted as the beginning of migration of chromatic substance from the central euchromatic region towards the heterochromatic regions. This migration becomes more and accentuated in anaphase (Figs. 19, 22, 23) and in the vegetative cells where euchromatic region looses more and more staing power, especially in the intersititial zones between the individual small spherical chromosomes into which the euchromatic region desintegrates. The emigrated chromatin material is finally eliminated with the heterochromatic chromosome ends (Fig. 23 and 24). 3) It seems a general rule that during mitotic anaphase all chromosomes with diffuse or multiple spindle fiber attachement (Ascaris, Tityus, Luzula, Steatococcus, Homoptera and Heteroptera in general) move to the poles in the form of an U with precedence of the chromosomal ends. In Ascaris, the heterocromatic regions are pulled passively towards the poles and only the euchromatic central portion may be U-shaped (Fig. 19, 22, 25). While in the other species this U-shape is perfect since the beginning of anaphase, giving the impression that movement towards the poles begins at both ends of a chromosome simultaneously, this is not the case in Ascaris. There the euchromatic region is at first U-shaped, passing then to form a straight or zig-zag line and becoming again U-shaped during late anaphase. This is explained by the fact that the ends of the euchromatic regions have to pull the weight of the passive heterochromatic portions. 4) While it is generally accepted that, during first meio-tic division untill second anaphase, all attachement regions remain either undivided or at least united closely, this is not the case in chromosomes with diffused or multiple attachment. Here one clearly sees in all cases so far studied four parallel chromatids at first metaphase. In Luzula and Tityus (for Tityus all figs. 26 to 31) this division is allready quite clear in paraphase (pro-metaphase) and it cannot be said wether in other species the division in sister chromatids is allready present, but not visible at this stage. During first anaphase the sister chromatids of Titbits remain more or less in contact, while in Luzula and especially in Ascaris they are quite separated. Thus one can count in late anaphase or telophase of Ascaris megalocephala bivalens, nearly allways, four separate chromosomes near each pole, or a total of eight chromatids per division figure (Figs. 35, 36, 37, 38, 39, 40, 41).

Estudo da influência da locação de uma edificação rural na carga térmica solar recebida pelas paredes

O presente trabalho se propõe a verificar de que modo a orientação de uma edificação rural influe na carga térmica radiante (radiação solar) interceptada pela mesma. Duas situações freqüentemente encontradas na prática são examinadas: a orientação Norte-Sul e a Leste-Oeste. Para determinar a carga térmica radiante, de importância nos problemas deventilação e refrigeração, é adotado um modelo de construção a título de exemplo, sendo que as relações aqui propostas são aplicáveis a qualquer modelo de construção desejado. Os resultados mostraram quea carga térmica radiante da exposição Leste-Oeste chega a ser 74% da carga na exposição Norte-Sul.

Modelagem de ocorrência e densidade de juvenis de Callinectes sapidus (Decapoda, Portunidae) em dois estuários do Rio Grande do Sul, com dados zero-inflacionados

Dados de contagem de juvenis de siri-azul (Callinectes sapidus Rathbun, 1896) coletados em dois estuários do Rio Grande do Sul são objeto do presente estudo. Por se encontrarem zero-inflacionados, esses dados motivaram a formulação de modelos hierárquicos, que quantificam o efeito das covariáveis categóricas mês e local sobre a probabilidade de ocorrência e densidade dessas populações, levando em conta a detecção imperfeita. Foram também desenvolvidos modelos não-hierárquicos para comparação. Uma abordagem Bayesiana foi adotada para a estimação dos parâmetros dos modelos por simulação Monte Carlo com Cadeias de Markov (MCMC). A comparação entre modelos foi feita com o Critério de Informação da Deviância (DIC). Os modelos hierárquicos apresentaram ajustes melhores que os modelos convencionais, mitigaram o problema do excesso de zeros e permitiram analisar simultaneamente as probabilidades de ocorrência e a densidade de juvenis de siri-azul. No estuário da Lagoa dos Patos, a probabilidade de ocorrência de juvenis na Classe 2 aumenta com a distância da desembocadura, enquanto em Tramandaí os pontos intermediários apresentam as maiores probabilidades. Em ambos os estuários a ocorrência é mais provável nos meses de verão e de inverno. A densidade de juvenis da Classe 2 apresenta marcada variação em relação aos meses do ano sendo, em geral, maior no estuário de Tramandaí.

A regulação do lobo anterior da hypophyse por um hormonio testicular, especialmente sob o ponto de vista morphologico

The authors summarize the results of former works, based on the technics of parabiosis. After parabiotic union of two infantile rats, normal + castrate, the normal fellow enters into precocious puberty in about 7 days (Kallas). In the case of pairs: castrated male + normal female, the implants of testicles, or injection of maceration or aqueous extracts of testis in the castrated fellow, prevents the induction of early puberty in the normal female. In the case: castrated female + normal female, no inhibiting effect is provoked by that treatment. There is therefore a testicular hormone that regulates the hypophysis. After castration, this gland manifests a hyper-function and shows histological alterations, the chief character of these being the appearing in the anterior lobe, of the so-called castration cells, probably originated from basophile cells. Implants or injections of testis material prevent those alterations. This is a useful test; the effect is controlled by estimating the castration cells in the microscopic field. The testicular hormone that regulates the anterior lobe is probably another one, quite different from that which regulates the accessory genitalia. On account of the facts and experiments, it may be assumed that this new hormone is elaborated by the germinal epithelium of the testicles.

Real rank zero algebras have the corona factorization property

The purpose of this short note is to prove that a stable separable C*-algebra with real rank zero has the so-called corona factorization property, that is, all the full multiplier projections are properly in finite. Enroute to our result, we consider conditions under which a real rank zero C*-algebra admits an injection of the compact operators (a question already considered in [21]).

What Belongs Where? Variable Selection for Zero-Inflated Count Models with an Application to the Demand for Health Care

This paper develops stochastic search variable selection (SSVS) for zero-inflated count models which are commonly used in health economics. This allows for either model averaging or model selection in situations with many potential regressors. The proposed techniques are applied to a data set from Germany considering the demand for health care. A package for the free statistical software environment R is provided.