Optimização das condições de cura de compósitos para molde destinado à reparação de defeitos em radome de aeronave

A cura constitui um elemento fundamental em processos de produção de compósitos com resinas termoendurecíveis. Tendo como objectivo uma eficaz consolidação de um molde compósito, a cura da resina assume um papel crucial, sendo portanto, importante avaliar o grau de cura atingido sob determinadas condições impostas. Neste estudo, foram analisados dois sistemas de resina epóxida, destinados ao fabrico de um molde para radome de avião, por dois processos de moldação diferentes. A cinética de cura dos referidos sistemas foi caracterizada pela técnica de calorimetria diferencial de varrimento (DSC) utilizando os métodos dinâmico e isotérmico. Os métodos analíticos empregues na determinação dos parâmetros cinéticos de cura foram: o de Málek e dos mínimos quadrados. Neste trabalho, os ensaios DSC foram conduzidos de forma a estudar a transição vítrea (curada e não-curada), parâmetros termodinâmicos e grau de cura, velocidade de reacção e a taxa de cura com a temperatura para ambas as resinas. A determinação do modelo cinético para a taxa de cura com a temperatura foi feita em ambas as amostras, tendo sido possível também obter a expressão da velocidade de reacção para a resina Hexply 913. O confronto das referidas expressões com os dados experimentais revelou um considerável grau de concordância. Os resultados obtidos mostram que a resina para autoclave (Hexply 913) deverá ser curada em duas fases: uma cura inicial com o radome a 90ºC e depois a 125ºC para conferir a pré-forma desejada e seguidamente uma pós-cura sem o radome a uma das temperaturas alternativas sugeridas pelo fabricante. O estudo indica também que o sistema Toolfusion® 1A/1B, na cura inicial a 65ºC, atinge um grau de cura máximo de 11,4%, sendo que as isotérmicas posteriores de 150ºC e 190ºC incrementam o nível de reticulação para valores de 77,3% e de 95,4%, respectivamente.

Diagnóstico de danos sobre grandes áreas de mosaicos conservados in situ

Os trabalhos de conservação e restauro sobre grandes áreas de mosaico conservados in situ levantam diversos problemas logísticos inerentes ao registo, nomeadamente da forma e conteúdos dos painéis, do diagnóstico de patologias e do relatório de intervenção. A necessidade de registar dados que têm expressão ao nível de uma tessela – área frequentemente inferior a 1cm2 – sobre áreas totais da ordem das dezenas ou centenas de metros quadrados, limitada pelas condições do local – meteorologia, ciclo diário e sazonal, etc. – obriga a que se instituam metodologias que permitam abreviar o tempo necessário para resolver todas as operações de registo com a acuidade essencial. Os métodos e as ferramentas fundamentais para agilizar o processo de registo são os assuntos deste artigo.

Bacia 3- Inventário diagnóstico da regeneração natural (*)

Complemento do Inventário Florestal Comercial, DST (s/d) - levantamento de árvores com DAP maior ou igual a 25 cm. Neste caso, o objetivo principal do inventário foi a regeneração natural pré-existente das espécies listadas (EL), desde as plântulas até as mudas estabelecidas, através da amostragem linear em quadrados de 2 x 2 metros. Num outro nível, quadrados de 10 x 10 metros, as classes superiores às mudas estabelecidas foram observadas para se ter uma idéia do grau de ocupação e desenvolvimento das EL e da floresta como um todo. Outras características foram observadas durante as coletas de dados. A ênfase maior, entretanto, é sobre o Índice de estocagem das EL, parâmetro que vai permitir a formulação dos níveis de intervenção na floresta natural de modo a encaixar nos objetivos do projeto de Manejo Ecológico e Exploração da Floresta Tropical Úmida, na Bacia 3.

BIOLOGIA DE ANOFELINOS AMAZÔNICOS. XIV. ISOENZIMAS DE ESTERASE EM ANOPHELES TRIANNULATUS (NEIVA & PINTO, 1922)

Foram estudadas populações de Anopheles triannulatusprocedentes da hidrelétrica de Balbina (AM), quanto ao sistema das esterases, usando-se gel de poliacrilamida e como substrato α-naftil propionato A análise eletroforética possibilitou identificar seis zonas de atividade e o mecanismo de herança foi estudado para cinco locique foram polimórficos. Foram detectados dois alelos para as esterases 1, 2 e 4 e três para as esterases 3 e 5, sendo todos de ação codominante. Os dados de frequências gênicas mostraram-se diferentes para os alelos em cada locus.Os valores de qui-quadrados para as frequências genotípicas evidenciaram que a população não está em equilíbrio para todos os loci,sendo as frequências observadas dos homozigotos superiores as esperadas. Esses resultados foram interpretados como decorrentes de alterações ambientais que estão ocorrendo na área em estudo.

Efeito do forrageamento de Eciton Burchelli (Hymenoptera, Formicidae) sobre a Araneofauna de liteira em uma floresta tropical de terra firme na Amazônia Central

Investigamos o efeito do forrageamento de formigas de correição da espécie Eciton burchelli, a qual caça em forma de enxame, sobre a comunidade de aranhas de liteira em uma floresta tropical de terra firme na Amazônia Central. O método usado foi a amostragem de aranhas por triagem manual de liteira, coletando-se 20 quadrados na frente de 7 enxames de caça das formigas e 20 quadrados logo após a passagem das formigas. As aranhas foram identificadas ao nível de gênero ou espécie e efeitos significativos foram avaliados levando-se em conta o espectro de aranhas-presa destas formigas, conhecido por um estudo na mesma área. Discutem-se as dificuldades e possíveis erros na avaliação do efeito das formigas sobre artrópodos causados pela variância natural de abundâncias e pela restrição da metodologia sob as circunstâncias estudadas.

Seleção de modelos polinomiais para representar o perfil e volume do fuste de Tectona grandis L.f.

A precisão do volume de um povoamento florestal torna-se importante à medida que as empresas florestais integram verticalmente suas atividades e o resíduo da elaboração de um produto torna-se matéria-prima para outros. Os estudos realizados objetivaram avaliar a acurácia dos modelos polinomiais propostos por Schöepfer (1966), Hradetzky (1976) e Goulding & Murray (1976), na estimativa dos diâmetros e volumes ao longo do fuste de Tectona grandis L.f. de quatro povoamentos localizados na microrregião do Baixo Rio Acre e, ainda, testar a identidade do melhor modelo polinomial, avaliando-se a adequação de manter as áreas agrupadas ou segregá-las em grupos menores ou individualmente. A base de dados foi constituída de 159 árvores cubadas rigorosamente. Na avaliação da acurácia dos modelos foram empregadas estatísticas de desvio médio, desvio padrão das diferenças, soma dos quadrados dos resíduos relativos e resíduos percentuais. O modelo Goulding & Murray (1976) gerou as melhores estimativas de diâmetros e volumes ao longo do fuste, seguido pelos modelos Hradetzky (1976) e Schöepfer (1966). O teste de identidade de modelo mostrou ser mais adequado realizar ajustes independentes para as áreas 1 e 4 e para o subgrupo 2 e 3.

Colaboração em inovação: parceiros ou concorrentes?

Dissertação de mestrado em Economia Industrial e da Empresa

Investigations on relational control of time perception

Tese de Doutoramento em Psicologia Básica

Desenvolvimento de talentos no desporto : aspectos psicológicos

A presente investigação tem como principal objetivo compreender a relevância de diversos fatores sociodemográficos e psicossociais inerentes ao desenvolvimento do talento em contexto desportivo, numa perspectiva multidimensional. Procedeu-se a uma avaliação quantitativa de jogadores de futebol, integrados num clube de elite, com idades compreendidas entre os 13 e os 19 anos. No sentido de avaliar os construtos psicológicos considerados no presente estudo (motivação, perfecionismo, suporte parental, resiliencia, coping e compromisso) foram utilizados os seguintes questionários: Sport Motivation Scale - SMS (Pelletier et al., 1995); Multidimensional Perfectionism Scale – MPS (Frost, Marten, Lahart, & Rosenblate, 1990); Own Memories of Parental Rearing – EMBU (Perris, Jacobson, Lindstörm, Von Knorring, & Perris, 1980); Resilience Scale – RS (Wagnild & Young, 1993); Athletic Coping Skills – ACSI 28 (Smith, Schutz, Smoll, & Ptacek, 1995); e Elite Athlete Commitment Scale – EACS (Ramadas, Serpa, Rosado, Gouveia & Maroco, 2013). A significância da variável nível de prestação (elite/sub-elite; dispensados/retidos) sobre os diversos constructos psicológicos foi avaliada através da análise da covariância multivariada (MANCOVA), da análise de equações estruturais (CBSEM) e da técnica de míninos quadrados parciais (PLS). Os jogadores mais bem sucedidos (jogadores de elite e jogadores retidos) percecionaram maior suporte parental, demonstraram níveis mais elevados de compromisso, resiliência, autodeterminação, capacidade de adaptação e confronto, assim como um perfeccionismo ajustado. No que concerne às variáveis sociodemográficas, constatou-se que os jogadores retidos jogam predominantemente no segundo ano do respetivo grupo de idade e têm uma idade inferior aos jogadores dispensados. Os resultados obtidos poderão constituir um relevante suporte para futuros programas educacionais que incidam sobre temáticas relacionadas com os compromissos necessários à prossecução e manutenção de níveis de elite, estratégias de coping, gestão da rotina diária, e o papel dos pais no processo de formação do jovem desportista.

Sistemas de controlo de gestão, empreendedorismo corporativo, estratégia e performance : contraste entre empresas familiares e não familiares

Mestrado em Contabilidade, Fiscalidade e Finanças Empresariais

Avaliar a correlação entre a concentração da hemoglobina e a medida ecográfica do diâmetro biventricular externo em fetos anêmicos de gestantes isoimunizadas

OBJETIVO: Verificar se existe correlação significativa entre a medida ecográfica do diâmetro biventricular externo e a concentração sérica da hemoglobina fetal pré-transfusional e se essa medida ecográfica poderá vir a ser utilizada como marcador não invasivo da anemia fetal. MÉTODOS: Estudo transversal prospectivo, no qual foram selecionadas 65 cordocenteses realizadas em 36 fetos anêmicos de mães portadoras de isoimunização pelo fator Rh. Obteve-se a medida do diâmetro biventricular externo (DBVE), por meio do modo M, utilizando-se aparelho de ultra-som convencional. Anterior à transfusão foi obtida amostra de 0,5ml de sangue fetal, para dosagem da hemoglobina, sendo a medida imediatamente realizada através de espectrofotometria, no equipamento Hemocue®. Como análise estatística foi utilizada a regressão dos mínimos quadrados, aceitando-se p<0,05 e análise multivariada. RESULTADOS: Foram observadas correlação inversa entre a concentração da hemoglobina no sangue fetal no momento prévio à transfusão e a medida do DBVE e correlação direta entre a medida do DBVE e a idade gestacional, e, também, através da análise multivariada que, à medida que a concentração de hemoglobina fetal cai, o DBVE aumenta, independentemente da influência da idade gestacional nesse parâmetro. CONCLUSÃO: Existe correlação inversa entre a concentração da hemoglobina no sangue fetal e a medida do DBVE, independente da idade gestacional. Os achados sugerem que o DBVE poderá vir a ser um marcador ecográfico de predição do nível de hemoglobina de fetos de gestantes isoimunizadas.

Avaliação da variabilidade da freqüência cardíaca em mulheres climatéricas treinadas e sedentárias

FUNDAMENTO: Alterações da função autonômica cardíaca são freqüentes no climatério e diferentes métodos têm sido empregados para conhecê-las e minimizá-las. OBJETIVO: Estudar a interferência da atividade física dinâmica aeróbica de baixa intensidade sobre a variabilidade da freqüência cardíaca (VFC) de mulheres climatéricas. MÉTODOS: Estudo transversal que analisou a VFC de 15 mulheres climatéricas com média de idade de 56,8 ± 4,9 anos, que já se encontravam em treinamento físico (caminhada de uma hora diária, três vezes por semana) há pelo menos dois anos (grupo ativo), e de 15 mulheres climatéricas (56,5 ± 3,7 anos) sedentárias (grupo sedentário). Todas as voluntárias não faziam uso de reposição hormonal. Os dados da VFC foram comparados entre os grupos por meio do teste U de Mann-Whitney. RESULTADOS: Houve diferenças significativas tanto no domínio da freqüência como no domínio do tempo das seguintes variáveis da VFC, em medianas, para os grupos ativo e sedentário, respectivamente: potência total (22.626,50 ms² e 4.432,10 ms²), componente baixa freqüência (741,20 ms² e 131,70 ms²), componente alta freqüência (668,90 ms² e 131,70 ms²), desvios padrão dos intervalos RR (51,60 ms e 22,50 ms), raiz quadrada da soma dos quadrados das diferenças entre os intervalos RR (35,30 ms e 15,90 ms) e porcentagem de intervalos RR adjacentes maiores que 50 ms (6,6% e 0,2%). CONCLUSÃO: O estudo sugere que o treinamento aeróbio pode ter propiciado significativa melhoria da função autonômica cardíaca das mulheres climatéricas do grupo ativo, podendo ser uma opção útil para preservar essa condição funcional sem necessidade de terapias de reposição hormonal.

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.

Aspectos da determinação da área basal em função da média aritmética dos diâmetros: II - vícios na determinação da área basal retirada

Em estudos teóricos, em amostras geradas em computador, e em desbastes conduzidos em povoamentos florestais, foram determinados os vícios cometidos no cálculo da área basal retirada a partir da média aritmética dos diâmetros. Os resultados contra-indicam êsse tipo de cálculo para a determinação da área basal retirada, devendo ser utilizada a determinação a partir da soma dos quadrados dos diâmetros.

Aspectos da determinação da área basal em função da média aritmética dos diametros III: vícios na determinação da área basal remanescente

São determinados vícios no cálculo da área basal remanescente a partir da média aritmética dos diâmetros, em comparação com o método de cálculo a partir da soma dos quadrados dos diâmetros. Os estudos são conduzidos tanto teòricamente como em amostras geradas em computador, com confirmações com dados coletados em desbastes de povoamentos florestais. Os resultados mostram-se desfavoráveis ao uso da média aritmética para determinações da área basal remanescente.