Avaliação da diversidade alfa de Passalidae (Coleoptera: Scarabaeoidea) na Amazônia Colombiana (Parque Nacional Natural La Paya, Putumayo)

Este trabalho apresenta um inventário da fauna de Passalidae da região sudeste do Parque Nacional Natural La Paya, sendo a primeira coleta deste grupo de insetos para o Estado colombiano de Putumayo. As coletas, de indivíduos adultos, foram feitas durante os dias 9 a 16 de fevereiro de 2008, em percursos livres, nos quais foram revisados 80 troncos em decomposição. A porcentagem de troncos colonizados por passalídeos foi de 40%, nos quais foram coletados 225 indivíduos pertencentes a duas tribos, quatro gêneros e 16 espécies, representando entre 73-96% da riqueza estimada por curvas de acumulação de espécies. A tribo com maior riqueza foi Passalini, enquanto o gênero com maior diversidade foi Passalus Fabricius, 1792 com 12 espécies. A diversidade local do grupo estudado é alta, em comparação a outros registros obtidos na região neotropical.

Análise do potencial de imagem TerraSAR-X para mapeamento temático no sudoeste da Amazônia brasileira

O presente trabalho tem como objetivo analisar o potencial de imagens SAR polarimétricas do sensor TerraSAR-X, no modo StripMap, para mapear o uso e cobertura da terra na região sudoeste da Amazônia brasileira. No procedimento metodológico imagens de amplitude nas polarizações A HH e A VV, Adecomposição de alvos por auto-valores fizeram parte, de forma individual ou combinada, do conjunto de dados investigados. Na classificação das imagens foram empregados dois classificadores: um baseado nas funções estatísticas de máxima verossimilhança (MAXVER); e outro, o método contextual (Context). Os resultados temáticos dessas classificações foram avaliados através da matriz de confusão e pelo índice Kappa. De forma sintetizada pode-se afirmar que as componentes A

Produção de bioplásticos a partir de agro-resíduos

Dissertação de mestrado integrado em Engenharia de Materiais

Interação multimodal de dispositivos robóticos em ambiente simulado

Dissertação de mestrado integrado em Engenharia e Gestão de Sistemas de Informação

Modelling and verifying smell-free architectures with the Archery language

Architectural (bad) smells are design decisions found in software architectures that degrade the ability of systems to evolve. This paper presents an approach to verify that a software architecture is smellfree using the Archery architectural description language. The language provides a core for modelling software architectures and an extension for specifying constraints. The approach consists in precisely specifying architectural smells as constraints, and then verifying that software architectures do not satisfy any of them. The constraint language is based on a propositional modal logic with recursion that includes: a converse operator for relations among architectural concepts, graded modalities for describing the cardinality in such relations, and nominals referencing architectural elements. Four architectural smells illustrate the approach.

Refinement in hybridised institutions

Hybrid logics, which add to the modal description of transition structures the ability to refer to specific states, offer a generic framework to approach the specification and design of reconfigurable systems, i.e., systems with reconfiguration mechanisms governing the dynamic evolution of their execution configurations in response to both external stimuli or internal performance measures. A formal representation of such systems is through transition structures whose states correspond to the different configurations they may adopt. Therefore, each node is endowed with, for example, an algebra, or a first-order structure, to precisely characterise the semantics of the services provided in the corresponding configuration. This paper characterises equivalence and refinement for these sorts of models in a way which is independent of (or parametric on) whatever logic (propositional, equational, fuzzy, etc) is found appropriate to describe the local configurations. A Hennessy–Milner like theorem is proved for hybridised logics.

On the verification of architectural reconfigurations

In a reconfigurable system, the response to contextual or internal change may trigger reconfiguration events which, on their turn, activate scripts that change the system׳s architecture at runtime. To be safe, however, such reconfigurations are expected to obey the fundamental principles originally specified by its architect. This paper introduces an approach to ensure that such principles are observed along reconfigurations by verifying them against concrete specifications in a suitable logic. Architectures, reconfiguration scripts, and principles are specified in Archery, an architectural description language with formal semantics. Principles are encoded as constraints, which become formulas of a two-layer graded hybrid logic, where the upper layer restricts reconfigurations, and the lower layer constrains the resulting configurations. Constraints are verified by translating them into logic formulas, which are interpreted over models derived from Archery specifications of architectures and reconfigurations. Suitable notions of bisimulation and refinement, to which the architect may resort to compare configurations, are given, and their relationship with modal validity is discussed.

O plano de Kenzo Tange para a reconstrução de Skopje: contexto, desenho e evolução

Dissertação de mestrado integrado em Arquitectura (área de especialização de Cultura Arquitectónica)

An assessment of biological and population parameters of the Common whelk, Buccinum undatum (L.) in the region of the North West Irish whelk fishery

The Common whelk, Buccinum undatum (L.) is a conspicuous benthic scavenger in Irish waters, and is a valuable fisheries resource in South East Ireland. B. undatum is fished in many parts of its range, and previous studies have shown that certain life history parameters, which vary with location, make this species vulnerable to overexploitation. This makes research into each exploited stock essential to ensure sustainable fisheries management of the species. In 2003, interest in B. undatum as a complementary species in the inshore fishery east of the Inishowen Peninsula, North West Ireland, initiated investigation into fisheries related biological and population aspects of the species in this region. The current study presents estimates of spatial variation and density of the stock, size at age and growth rates, size and age at onset of sexual maturity, and timing of reproductive events in the region of the North West Irish whelk fishery for the period of June 2003 to May 2004. Analysis of variance of the total shell length of whelk landings to the fishery was conducted over spatial scales of fishing pot, fishing string and landings to vessels. Landings varied significantly in shell length at the spatial scale at which whelks are attracted to baited pots, but did not vary significantly over larger spatial scales. Depletion estimates of stock density from fisheries derived Catch per Unit Effort data and a mark re-capture experiment estimate 0.134 - 0.227 whelks per m2. Two independent methods of age determination found similar growth logistics functions for B. undatum.Modal analysis of length frequency distribution of landings to the fishery estimated symptotic length, Leo = 151.64 mm and Brody growth coefficient, K = 0.04. Analysis of the striae in individual opercula, where each stria was found to represent annual growth, estimated Loo = 137.73 mm and K = 0.12. Common whelks in the region of the North West Irish whelk fishery grow slowly and are long-lived, with 19 opercula striae recorded in one individual. Onset of sexual maturity is late, and no sex-specific differences in size or age at maturity were determined in the present study. Males were found to achieve sexual maturity at 83.30 ± 10.77 mm, and 8.9 - 11.1 years of age, and females at 82.62 ± 10.68 mm and 8.8 to 11.1 years of age. Systematic observations of reproductive events, including histological changes to the female ovary and male testis, and changes in the size and mass of body components, suggest that breeding occurred between the autumn and winter months of October and December 2003. Biological aspects of B. undatum in the study region are compared with previous studies from other regions, and discussed in relation to sustainable management of the fishery.

Datenreduktion und ihre Anwendungen in adaptiven mechanischen Systemen

Adaptive mechanische Systeme, Formkontrolle, Formadaption, Modal-Entwicklung, Karhunen-Loéve-EntƯwicklung, Modellreduktion

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.

Levantamento florístico da região de São José do Rio Preto: 1.ª Contribuição

É apresentada uma primeira lista de plantas vasculares coletadas pelos A. A. na região de São José do Rio Preto (S. P.). O clima da cidade é mesotérmico, com tendência para megatérmico, correspondendo ao tipo Cwa de Köppen. O solo predominante é um latossol vermelho-escuro, originado pela decomposição do Arenito de Bauru (Cretáceo superior). Entre as 76 espécies apresentadas nesta primeira lista, contam-se 23 próprias do cerrado (das quais, 14 exclusivas) e 20 invasoras (arvenses ou ruderais), distribuídas em 76 gêneros e 34 famílas.

Caracterização da serie Piracicaba

O presente trabalho teve por finalidade o estudo morfológico, físico, químico e taxonómico da serie Piracicaba. Foram coletados, na área de ocorrência desta serie, quatro perfis designados por perfis P1, P2, P3 e P4. As amostras dos horizontes foram colhidas a partir da superfície do solo até a rocha, sendo realizadas nestas camadas análises mecânica e química. A fração argila foi separada por sedimentação, sendo posteriormente dividida em duas subfrações: 2 a 0,2 u e menor que 0,2 u, argila grossa e fina, respectivamente. Os dados referentes à analise mecânica revelaram que a variação média extrema do horizonte B2 é de 27,05 ± 0,89 e 34,95 ± 0,88%. Estes solos foram classificados como Typic Tropudalfs e nao se enquadram no conceito modal do Podzolico Vermelho-Amarelo variação Piracicaba da COMISSÃO DE SOLOS (2).

Efeito da adição de sulfato de amônio e de restos de cultura de milho (Zea mays L: ) sobre os teores de carbono, nitrogênio e relação C/N em três solos argilosos

Trata-se de um trabalho de incubação, em vasos, feito com a finalidade de verificar a influência da adição de sulfato de amônio sobre a evolução de carbono, nitrogênio e relação C/N em três solos argilosos do município de Piracicaba. Várias conclusões foram tiradas, sen do a principal a seguinte: A evolução do teor de carbono e da relação C/N podem ser tomadas como parâmetros na avaliação das fases de decomposição da matéria orgânica.

Latossolos da bacia do ribeirão do lobo (Brotas, Itirapina, SP): I. Granulometria

Os perfis de Latossolos da bacia do ribeirão do Lobo, região de S. Carlos, Brotas e Itirapina, SP, classificados inicialmente pela COMISSÃO DE SOLOS (1960) e re-classificados por FREIRE et alii (1978), foram amostrados e estudados através de análise granulométrica, empregando-se os parâmetros estatísticos propostos por FOLK & WARD (1957). Os principais objetivos do trabalho são a caracterização desses solos, elucidação de sua gênese e evolução, bem como verificar a aparente uniformidade morfológica evidenciada pela classificação de FREIRE et alli(1978). Os resultados obtidos mostraram que os perfis estudados se distribuem em duas categorias distintas: uma que apresenta tendência para se deslocar para o lado das frações mais grosseiras, tem como moda fração areia fina e curvas de distribuição de frequência de tamanho simétricas;outra onde a fração modal é constituida pela areia média com porcentagem de argila cerca de 30 a 40% maior gue a primeira e curvas de distribuição de freguência de tamanho assimétricas. Prováveis ocorrências de descontinuidades litológicas não puderam ser indicadas pelos resultados obtidos, mas indícios podem ser sugeridos pelos valores de grau de seleção, grau de assimetria e curtose, sem que, entretanto seja um dado conclusivo.