Potential Direct and Indirect Effects of Global Cellulosic Biofuel Production on Greenhouse Gas Fluxes from Future Land-use Chage

http://globalchange.mit.edu/research/publications/2240The production of cellulosic biofuels may have a large influence on future land emissions of greenhouse gases. These effects will vary across space and time depending on land-use policies, trade, and variations in environmental conditions. We link an economic model with a terrestrial biogeochemistry model to explore how projections of cellulosic biofuels production may influence future land emissions of carbon and nitrous oxide. Tropical regions, particularly Africa and Latin America, are projected to become major producers of biofuels. Most biofuels production is projected to occur on lands that would otherwise be used to produce crops, livestock and timber. Biofuels production leads to displacement and a redistribution of global food and timber production along with a reduction in the trade of food products. Overall, biofuels production and the displacement of other managed lands increase emissions of greenhouse gases primarily as a result of carbon emissions from deforestation and nitrous oxide emissions from fertilizer applications to maximize biofuel crop production in tropical regions. With optimal application of nitrogen fertilizers, cellulosic biofuels production may enhance carbon sequestration in soils of some regions. As a result, the relative importance of carbon emissions versus nitrous oxide emissions varies among regions. Reductions in carbon sequestration by natural ecosystems caused by the expansion of biofuels have minor effects on the global greenhouse gas budget and are more than compensated by concurrent biofuel-induced reductions in nitrous oxide emissions from natural ecosystems. Land policies that avoid deforestation and fertilizer applications, particularly in tropical regions, will have the largest impact on minimizing land emissions of greenhouse gas from cellulosic biofuels production.This research was supported in part by the David and Lucile Packard Foundation to the MBL, Department of Energy, Office of Science (BER) grants DE-FG02-94ER61937, DE-FG02- 93ER61677, DE-FG02-08ER64648, EPA grant XA-83240101, NSF grant BCS-0410344, and the industrial and foundation sponsors of the MIT Joint Program on the Science and Policy of Global Change

Coeficiente de variação como critério de avaliação em experimentos de milho.

O objetivo deste trabalho foi verificar se o Coeficiente de Variação (CV) é realmente o critério adequado para descarte de experimento, qual o valor mais apropriado para o CV e se há alternativas que aumentem a eficiência do processo. Foram utilizados dados dos Ensaios Nacionais de Milho cedidos pela EMBRAPA Milho e Sorgo, que consistiram em 566 experimentos conduzidos no período de 1993 a 2000. Os fatores fornecidos para a cultura do milho foram: número de cultivares, número de blocos, variância genética, média de produtividade e o coeficiente de variação. Foram simuladas 2.000 repetições para cada configuração da combinação desses fatores em um ambiente de programação Delphi. Foram simulados ensaios de campo considerando um delineamento em blocos casualizados completos (DBC). Concluiu-se que o coeficiente de variação não é um estimador confiável para a avaliação da eficiência de uma cultivar em um ensaio, devendo estar associado a outros parâmetros para tornar a recomendação de uma cultivar mais confiável; a repetibilidade é o parâmetro que, tendo-se definido os seus valores para cada variável-resposta, possibilitará definir critérios de descarte de experimentos de avaliação e recomendação de cultivares

Precisão experimental em experimentos de VCU na cultura do feijão.

O objetivo deste trabalho foi verificar se o Coeficiente de Variação (CV) é realmente o critério adequado para descarte de experimento, qual o valor mais apropriado para o CV e se há alternativas que aumentem a eficiência do processo. Para se conhecer quais as variáveis mais importantes e os limites a serem utilizados na simulação, foi realizado inicialmente o levantamento de alguns dados experimentais com a cultura do feijão. Foram utilizados os dados da avaliação de linhagens de feijoeiro conduzidas pela UFLA/EPAMIG no período de 11 anos (1991 a 2001), totalizando 104 experimentos. Os fatores fornecidos foram: número de cultivares, número de blocos, variância genética, média de produtividade e o coeficiente de variação. Foram simuladas 2.000 repetições para cada configuração da combinação desses fatores. Todas estas informações foram processadas por meio de um aplicativo computacional desenvolvido em um ambiente de programação Delphi. Foram simulados ensaios de campo considerando um delineamento em blocos casualizados completos (DBC). Concluiu-se que o coeficiente de variação não é um estimador confiável para a avaliação da eficiência de uma cultivar em um ensaio, devendo estar associado a outros parâmetros para tornar a recomendação de uma cultivar mais confiável; a repetibilidade é o parâmetro que, tendo-se definido os seus valores para cada variável-resposta, possibilitará definir critérios de descarte de experimentos de avaliação e recomendação de cultivares

Geographic Distribution of Chagas Disease Vectors in Brazil Based on Ecological Niche Modeling

Although Brazil was declared free from Chagas disease transmission by the domestic vector Triatoma infestans, human acute cases are still being registered based on transmission by native triatomine species. For a better understanding of transmission risk, the geographic distribution of Brazilian triatomines was analyzed. Sixteen out of 62 Brazilian species that both occur in >20 municipalities and present synanthropic tendencies were modeled based on their ecological niches. Panstrongylus geniculatus and P. megistus showed broad ecological ranges, but most of the species sort out by the biome in which they are distributed: Rhodnius pictipes and R. robustus in the Amazon; R. neglectus, Triatoma sordida, and T. costalimai in the Cerrado; R. nasutus, P. lutzi, T. brasiliensis, T. pseudomaculata, T. melanocephala, and T. petrocchiae in the Caatinga; T. rubrovaria in the southern pampas; T. tibiamaculata and T. vitticeps in the Atlantic Forest. Although most occurrences were recorded in open areas (Cerrado and Caatinga), our results show that all environmental conditions in the country are favorable to one or more of the species analyzed, such that almost nowhere is Chagas transmission risk negligible

Ensemble perturbation smoother for optimizing tidal boundary conditions by assimilation of High-Frequency radar surface currents - application to the German Bight

High-Frequency (HF) radars measure the ocean surface currents at various spatial and temporal scales. These include tidal currents, wind-driven circulation, density-driven circulation and Stokes drift. Sequential assimilation methods updating the model state have been proven successful to correct the density-driven currents by assimilation of observations such as sea surface height, sea surface temperature and in-situ profiles. However, the situation is different for tides in coastal models since these are not generated within the domain, but are rather propagated inside the domain through the boundary conditions. For improving the modeled tidal variability it is therefore not sufficient to update the model state via data assimilation without updating the boundary conditions. The optimization of boundary conditions to match observations inside the domain is traditionally achieved through variational assimilation methods. In this work we present an ensemble smoother to improve the tidal boundary values so that the model represents more closely the observed currents. To create an ensemble of dynamically realistic boundary conditions, a cost function is formulated which is directly related to the probability of each boundary condition perturbation. This cost function ensures that the boundary condition perturbations are spatially smooth and that the structure of the perturbations satisfies approximately the harmonic linearized shallow water equations. Based on those perturbations an ensemble simulation is carried out using the full three-dimensional General Estuarine Ocean Model (GETM). Optimized boundary values are obtained by assimilating all observations using the co-variances of the ensemble simulation

Variação do número e da distribuição dos espinhos nos frutos da Mamoneira (Ricinus communis, L)

1) In a former paper (4), the segregations of spiny versus spineless fruits was described as caused by one pair of mendelian factors, but in view of the possible pratical importance of spineless fruits a more detailed study was thought desirable. We may distinguish three main types of the distribuition of spine among the different varieties in our collections: Spineles fruits (inerms), found in a number of varieties. "Bald" fruits (a type called "careca" or bald owing to the irregular distribuition of the spines, which were always absent in some parts of the fruits while otrer patches might contain spines. Spiny fruits which may be classified into two or more groups, according to the number of regularly distributed spines. 2) The cross (spineless fruits) x (fruits with regularly distributed spines) HARLAND (7), PEAT (9) e FERNANDES (3) observed a 1:2:1 segregations in F2 while GURGEL (4) and DOMINGO (2) find it difficult to distinguish the homozygous and heterozygous spiny types without counting the number of spines. Such counts and the results of a detailed statistical analysis are now given. They show that the results of the 1:2:1 segregations are somewhat modified by both phenotypic modifications of the number of spines. The latter are caused by modifier genes introduced by both parents. 3) The cross between plants with a regular and an irregular distribuition of spines showed that the latter condition is due to the presence of two recessive complementary factors. Thus we have in F2, 15 regular to 1 irregular or partially "bald", and in back-crosses segregations in acordance with the ratio 3:1. 4) The cross spineless x "Careca", gave, as might be expected a trifatorial segregation in accordance with the following formula. "Inermes" "Careca" P : ss CalCal Ca2Ca2 x SS ca1ca1 ca2ca2 Fl : Ss CalCal Ca2Ca2 (with regularly distributed spines) F2 : 45 S- Cal- Ca2- (spines regularly distributed). 3 S- calca1 ca2ca2 ,"Careca) 16 ss ("inermes").1) O caráter presença de espinhos nos frutos da mamoneira é determinado por um par de fatores dominantes SS, sendo a forma recessiva ss, inerme. A interação alélica nao é bem intermediária, havendo uma predominância do fator S. Êste resultado foi anteriormente constatado por HARLAND (7), PEAT (8), DOMINGO (2), GURGEL (4) e FERNANDES (3). 2) A constatação da segregação 1 SS : 2 Ss : 1 ss foi feita após extensivas contagens de espinhos, tanto na forma paternal, como também no Fl, F2 e "back-cross". Por essas contagens foi verificado que existem variedades com números diferentes de espinhos, podendo-se distinguir dois tipos: variedades que têm muitos espinhos, com uma média aproximada de 170 espinhos por fruto e variedades que têm um número médio de espinhos, com uma média aproximada de 113 espinhos por fruto. 3) Embora a segregação dos fatores S e s seja monofatorial, todavia foi constadada por uma análise estatística detalhada, a presença de gens modificadores agindo na geração F2, introduzidos pelos tipos paternais. Assim, o segregante SS no F2, tem mais espinhos do que o pai homozigoto da mesma constituição. 4) Foram encontrados dois novos gens cal e ca2, com interação não alélica do tipo de polimeria complementar duplo-recessiva, dando no F2 uma segregação de 15 com espinhos uniformes : 1 com espinho careca, no "back-cross" uma segregação de 3 com espinhos uniformes : 1 com espinho careca. Estes gens determinaram, nos frutos com espinhos, a formação de zonas sem espinhos, ou como denominamos, "carecas". Estes novos fatores foram encontrados numa única variedade, de n.° 51, conhecida por laciniada, em virtude da for- ma especial de suas fôlhas. Esta variedade é de côr verde, apresenta cera na haste e possui numerosos cachos, porém pequenos. Ê tida como planta ornamental e foi originalmente importada de Erfurt, Alemanha. 5) Mesmo nas variedades inermes foi constatada a presença dos gens Cal e Ca2, para distribuição uniforme de espinhos, embora nas ditas variedades não se possa identificar a sua presença, em virtude do gen s ser epistático recessivo sobre Cal e Ca2. 6) Uma vez que os fatores S e CalCa2 sao independentes, isto é, possivelmente situados em cromosômios diferentes, fazendo-se o cruzamento de variedades com espinho careca x variedades sem espinho, obtem-se o PI com número de espinhos intermediário e distribuição uniforme. No F2 obtém-se a segregação de 45 com espinho uniforme : 3 com espinho careca : 16 sem espinho e no "back-cross" a segregação de 3 com espinho uniforme : 1 com espinho careca : 4 sem espinho

CO2 Biocapture in photobioreactors using marine microalgae nannochloropsis gaditana

Peer Reviewe

Eficiência do intercruzamento de plantas da geração F2.

Realizou-se este trabalho com o intuito de verificar o efeito da interação não alélica a partir do intercruzamento de plantas F2 na média e na variância populacional, considerando genes ligados com diferentes frequências de recombinação. Consideraram-se dois genes A e B com frequência de recombinação (fr) variando de 0,00 a 0,50 em atração ou repulsão. A frequência do gameta em atração (AB ou ab) foi u e a de repulsão (Ab ou aB) foi v de modo que u = ½.fr e v = ½.(1-fr) quando a geração F1 continha gametas em repulsão e u = ½.(1-fr) e v = ½.fr quando estava em atração. Em todos os casos a interação alélica foi de dominância completa e utilizaram-se os tipos de interação não alélica: genes duplicados (15 A-B- ou A-bb ou aaB-:1 aabb), genes complementares (9 A-B-: 7 A-bb ou aaB- ou aabb), epistasia dominante (12 A-B- ou A-bb: 3 aaB-:1 aabb) e epistasia recessiva (9 A-B-: 3 A-bb: 4 aaB- ou aabb). Os valores genotípicos para cada genótipo na geração F2 foram calculados, bem como as médias para cada genótipo nas gerações F2 e F?. Em seguida, obtiveram-se as variâncias de cada genótipo na geração F2 e F?. Neste estudo o interesse era no genótipo AABB, para o qual foram calculadas as frequências relativas nas gerações F2 e F?, considerando um determinado valor da frequência de recombinação (fr), com e sem intercruzamento e em atração ou repulsão. Para a avaliação da eficiência da realização de intercruzamentos foi desenvolvida uma interface de um aplicativo computacional, implementada no ambiente de programação Delphi. Consideraram-se diferentes valores de frequência de recombinação (fr), que variaram de 0,00 a 0,50, em intervalos de 0,05, totalizando 11 configurações para cada proporção genotípica selecionada. No total foram avaliadas 55 configurações diferentes. Para cada configuração foram computados os valores da média e variância nas gerações F2 e F?. Além disso, as frequências relativas do genótipo AABB nestas mesmas situações também foram obtidas. Com os valores das médias e das variâncias em todas as situações foram calculadas as alterações percentuais das situações sem intercruzamento para com intercruzamento, em cada frequência de recombinação. Estas alterações percentuais também foram calculadas para as frequências relativas do genótipo AABB. Concluiu-se que a realização de intercruzamentos de plantas na geração F2 e F? não permite predizer se a frequência de indivíduos com os alelos favoráveis em homozigose irá aumentar caso haja epistasia. Os valores da média e da variância populacional, considerando genes ligados com diferentes frequências de recombinação e alguns tipos de interação não alélica apresentaram valores bem distintos para cada caso, dificultando ainda mais qualquer tipo de predição, uma vez que só foram considerados dois genes.bitstream/item/80730/1/Boletim-PD-79-.pd

Análise estatística da distribuição de Poisson

The general properties of POISSON distributions and their relations to the binomial distribuitions are discussed. Two methods of statistical analysis are dealt with in detail: X2-test. In order to carry out the X2-test, the mean frequency and the theoretical frequencies for all classes are calculated. Than the observed and the calculated frequencies are compared, using the well nown formula: f(obs) - f(esp) 2; i(esp). When the expected frequencies are small, one must not forget that the value of X2 may only be calculated, if the expected frequencies are biger than 5. If smaller values should occur, the frequencies of neighboroughing classes must ge pooled. As a second test reintroduced by BRIEGER, consists in comparing the observed and expected error standard of the series. The observed error is calculated by the general formula: δ + Σ f . VK n-1 where n represents the number of cases. The theoretical error of a POISSON series with mean frequency m is always ± Vm. These two values may be compared either by dividing the observed by the theoretical error and using BRIEGER's tables for # or by dividing the respective variances and using SNEDECOR's tables for F. The degree of freedom for the observed error is one less the number of cases studied, and that of the theoretical error is always infinite. In carrying out these tests, one important point must never be overlloked. The values for the first class, even if no concrete cases of the type were observed, must always be zero, an dthe value of the subsequent classes must be 1, 2, 3, etc.. This is easily seen in some of the classical experiments. For instance in BORKEWITZ example of accidents in Prussian armee corps, the classes are: no, one, two, etc., accidents. When counting the frequency of bacteria, these values are: no, one, two, etc., bacteria or cultures of bacteria. Ins studies of plant diseases equally the frequencies are : no, one, two, etc., plants deseased. Howewer more complicated cases may occur. For instance, when analising the degree of polyembriony, frequently the case of "no polyembryony" corresponds to the occurrence of one embryo per each seed. Thus the classes are not: no, one, etc., embryo per seed, but they are: no additional embryo, one additional embryo, etc., per seed with at least one embryo. Another interestin case was found by BRIEGER in genetic studies on the number os rows in maize. Here the minimum number is of course not: no rows, but: no additional beyond eight rows. The next class is not: nine rows, but: 10 rows, since the row number varies always in pairs of rows. Thus the value of successive classes are: no additional pair of rows beyond 8, one additional pair (or 10 rows), two additional pairs (or 12 rows) etc.. The application of the methods is finally shown on the hand of three examples : the number of seeds per fruit in the oranges M Natal" and "Coco" and in "Calamondin". As shown in the text and the tables, the agreement with a POISSON series is very satisfactory in the first two cases. In the third case BRIEGER's error test indicated a significant reduction of variability, and the X2 test showed that there were two many fruits with 4 or 5 seeds and too few with more or with less seeds. Howewer the fact that no fruit was found without seed, may be taken to indicate that in Calamondin fruits are not fully parthenocarpic and may develop only with one seed at the least. Thus a new analysis was carried out, on another class basis. As value for the first class the following value was accepted: no additional seed beyond the indispensable minimum number of one seed, and for the later classes the values were: one, two, etc., additional seeds. Using this new basis for all calculations, a complete agreement of the observed and expected frequencies, of the correspondig POISSON series was obtained, thus proving that our hypothesis of the impossibility of obtaining fruits without any seed was correct for Calamondin while the other two oranges were completely parthenocarpic and fruits without seeds did occur

Primeiro ano de produção de híbridos interespecíficos de palma de óleo em área de ocorrência de amarelecimento fatal.

O híbrido interespecífico (HIE) é resultado do cruzamento entre a palma de óleo africana (Elaeis guineensis Jacq.), também conhecida como dendezeiro, e o caiaué de origem Amazônica (Elaeis oleifera (Kunth) Cortés), cuja principal virtude é a resistência ao amarelecimento fatal. Contudo, a produção de cachos de HIE durante o período juvenil não está bem estabelecida. Foram avaliadas 2522 plantas em uma área total de 17,6 ha, com mensurações de número médio de cachos, peso médio de cachos e produção de cachos em todas as colheitas realizadas no terceiro ano de cultivo, com intervalo médio de 20 dias entre colheitas. O número de cachos por hectare foi de 1447,0. O peso médio de cachos foi de 5,0 Kg.cacho-1. A produção de cachos foi de 7.290,7 Kg.ha- 1 , apresentando desempenho similar a cultivares de palma de óleo africana. Todas as características avaliadas apresentaram tendência de aumento no desempenho ao decorrer das colheitas. Estes resultados apontam para a viabilidade do cultivo do HIE em áreas de ocorrência do amarelecimento fatal.PIBIC-2011