Europa: uma questão profana ou sagrada?: estudo sobre as relações entre o poder político e as religiões no âmbito do processo de integração europeia

Dissertação de mestrado em Direito da União Europeia

Os efeitos do processo de insolvência nas relações patrimoniais entre os cônjuges

Dissertação de mestrado em Direito Judiciário

Qualidade da relação treinador- atleta em contextos desportivos: relações com fatores de grupo e diferenças em função do sexo

Dissertação de mestrado em Psicologia Aplicada

As fontes jornalísticas na era digital: relações e encenação

Dissertação de mestrado em Ciências da Comunicação (área de especialização em Informação e Jornalismo)

As relações públicas online como uma nova estratégia de valorização das marcas: o estudo de caso Ramirez

Dissertação de mestrado em Ciências da Comunicação (área de especialização em Publicidade e Relações Públicas)

Modelos teóricos das relações coparentais: revisão crítica

A investigação empírica e teórica sobre a coparentalidade têm crescido ao longo da última década. A aliança parental tem sido conceptualizada como um dos elementos essenciais para a harmonia sistémica da família, bem como responsável pelas trajectórias (des)adaptadas das crianças. O presente artigo teórico, num primeiro momento, define e delimita o construto de coparentalidade, num segundo momento, apresenta três modelos conceptuais da aliança coparental mais referenciados na literatura científica e, no final, discute as vantagens e limitações conceptuais dos quadros teóricos descritos. Este artigo tem como finalidade contribuir para a clarificação deste construto da Psicologia da Família e informar sobre a sua potencialidade na prática psicológica.

Adaptação ao divórcio e relações coparentais: contributos da teoria da vinculação

Neste artigo propõe-se uma contribuição da teoria da vinculação na compreensão dos processos de adaptação dos adultos ao seu divórcio e como a desvinculação ao ex-cônjuge interfere na coparentalidade pós-divórcio. Este artigo formula duas hipóteses teóricas. A primeira hipótese afirma que o divórcio, enquanto processo relacional, deve ser lido como um momento de perda que germina reacções psicológicas similares às experienciadas pelos viúvos, tal como descreve Bowlby no modelo de perda da figura de vinculação, estando dependente dos estilos de vinculação dos adultos. A segunda hipótese sustenta que a coparentalidade pós-divórcio é predita pelos estilos de vinculação e pela qualidade da reorganização da vinculação dos pais. Finalmente, uma integração teórica é apresentada, operacionalizada numa proposta de investigação futura neste domínio.

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.

Sorbímetro (Um aparêlho para a determinação das relações solo/água)

Os autores descrevem um aparelho destinado à medida contínua da água absorvida pela TFSA em condições de laboratório. O sorbímetro, cujo funcionamento obedece ao princípio dos vasos comunicantes, consta de um tubo em U cujos ramos verticais se ligam respectivamente à uma coluna de terra e à uma bureta de 100 ml. A bureta restabelece no tubo, a água absorvida pela terra. As leituras de bureta substituem as pesagens do método gravimétrico. O aparelho é recomendado para medidas a intervalos de tempo para os quais, o método usual é ineficiente.

Relações entre a evapotranspiração de uma cultura de batata (Solatium tuberosum, L.) e a evaporação do tanque classe A

Neste trabalho, foram observadas as correlações e estabelecidos os coeficientes de proporcionalidade entre a evapotranspiração de uma cultura de batata, submetida a três regimes de umidade do solo, e a evaporação do tanque Classe A. Os dados obtidos mostram-se significativamente correlacionados, exceto quando o teor de umidade do solo era permitido atingir um valor correspondente a um potencial capilar de - 2.0 bares, no estágio de formação e desenvolvimento dos tubérculos. Para fins práticos, as relações obtidas entre a evapotranspiração e a evaporação do tanque Classe A foram simplificadas, de maneira que apenas três valores médios, representativos de três estágios característicos com relação à exigência em água, poderão servir como critério para predizer as necessidades de irrigação da cultura, mesmo em períodos relativamente curtos.

A irrigação por gotejamento I parte: influência sobre as relações solo-água

Por meio de colunas de terra, convenientemente preparadas em laboratório, em tubos cilíndricos, estudou-se a distribuição da umidade no momento da infiltração, aplicando-se água em forma de gotas, simulando chuva, a oito diferentes intensidades, com duas repetições para cada tratamento. Verificou-se que quando se reduzia a intensidade de aplicação da água, a intervalos mais ou menos constantes, aquele teor de umidade também decrescia, e vice-versa. Constatou-se também que, quando as intensidades de gotejamento eram muito pequenas, o teor de umidade se reduzia com menor intensidade, caminhando para um limite, ao qual se atribuia com lógica e senso, ser a capacidade de campo do solo.

Estudos sobre as relações entre zinco e fósforo na nutrição da planta

Uma série de experimentos com raízes destacadas e plantas inteiras de cevada (em solução nutritiva ou solo) deu apoio à conclusão de que a deficiência de zinco induzida pelo fosfato pode ser explicada pela operação de vários processos: inibição não competitiva de absorção do zinco; precipitação de fosfato de zinco na superfície das raízes; redução na translocação para a parte aérea; efeito de diluição resultante de alta velocidade de crescimento causada pelo fósforo no meio.

Toxidez de alumínio e Manganês em Sorgo Sacarino (Sorghum Bicolor L. Moench): I. Relações entre P, Ca e Al

Foi conduzido um experimento em casa de vegetação usando quatro cultivares de sorgo sacarino: CMSXS603, Br 500, Sart e Br 602, em solução nutritiva de Hoagland e Arnon nº 1 modificada para a soluçao padrão contendo os tratamentos (níveis de Al, P, Ca). Após a colheita foram determinados os pesos da matéria seca da raiz e parte aérea e os teores de P, K, Ca, Mg e Al. Verificou-se que: a) o alumínio reduziu a produção de matéria seca dos cultivares sendo a parte aérea mais afetada que a radicular. Entretanto, a quantidade de matéria seca do sistema radicular refletiu melhor a tolerância relativa dos cultivares. b) o aumento dos níveis de Ca no substrato proporcionou um aumento na tolerância ao Al, desde que o P estivesse em alta concentração, c) quando comparados os tratamentos que acarretaram as maiores e menores produções de matéria seca na presença de Al e tolerância ao mesmo, os teores dos elementos Ca, Mg, K, P e Al na parte aérea dos cultivares foram diferentes. O elemento fósforo foi mais importante para conferir tolerância ao alumínio no tecido radicular e na parte aérea.

Toxidez de alumínio e manganes em sorgo sacarino (Sorghum bicolor L. Moench): III relações entre P, Mg e AL

Conduziu-se um experimento em casa de vegetação, em solução nutritiva de Hoagland e Arnon nº 1, modificada para a solução padrão contendo os tratamentos (níveis de Al, P, Mg) e usando-se quatro cultivares de sorgo sacarino: CMS x S603, Br500, Sart e Br602. Após a colheira determinou-se os pesos da matéria seca da raiz e parte aérea e os teores de P, K, Ca, Mg e Al. Verificou-se que: a) a tolerância relativa dos cultivares for indicada pela produção de matéria seca do sistema radicular na seguinte ordem decrescente: SART > CMS x S603 > Br500 > Br602. b) a elevação dos níveis de Mg no substrato permitiu um aumento na tolerância ao alumínio desde que o fósforo se apresentasse em alta concentração. c) os teores dos elementos Ca, Mg, K, P e Al na parte aérea dos cultivares, comparando-se tratamentos que acarretaram as maiores e menores produções de matéria seca na presença de Al, e grau de tolerância ao mesmo, foram diferentes para os cultivares. d) ocorreu estimulo na produção de matéria seca para determinadas combinações de níveis de Al e nutrientes, dependendo do cultivar.