Ingeniero Civil Matemático / El propósito de esta memoria es estudiar un modelo de aprendizaje en juegos repetidos. A diferencia de otros esquemas estudiados en la literatura, en este caso se estudia una situación en que los jugadores disponen de muy poca información, pudiendo observar solamente el pago recibido en cada etapa pero sin observar las estrategias usadas por los demá́s jugadores ni sus correspondientes pagos. En base a la información individual recolectada a medida que se desarrolla el juego, cada jugador genera una percepción del pago esperado de las distintas estrategias puras, y en base a estas percepciones adapta su comportamiento para las siguientes etapas del juego. En el capítulo 1 se presentan los modelos de las principales referencias bibliográficas, junto a los resultados mas relevantes que allí se obtienen. Se definen además las instancias y variantes a los modelos anteriores con las que se trabajará a lo largo de esta memoria. El capítulo 2 contiene todas las herramientas técnicas y conocimientos previos que fueron necesarias para desarrollar los resultados obtenidos. Se comienza con una sección de introducción a la topología diferencial, cuya principal referencia es el texto Topology from the differentiable viewpoint de Milnor, donde el resultado de mayor interés es el conocido Teorema de Poincaré-Hopf. En la siguiente sección se describen resultados referentes a martingalas, diferencias de martingalas y algunos teoremas de convergencia. La última sección está dedicada a estudiar los algoritmos de aproximación estocástica, basado en trabajos de las principales referencias en el tema, como Benaïm, Chen y Kushner. El capítulo 3 está dedicado a estudiar el proceso de aprendizaje propuesto, que consiste en una regla de actualización de las percepciones de los jugadores sobre su espacio de estrategias puras al enfrentarse a un juego repetido, los resultados asintóticos (cuando la iteración n tiende a ∞) guarda estrecha relación con una dinámica continua asociada, cuyos puntos estacionarios corresponden a los equilibrios de Nash de un juego potencial subyacente. Bajo la regla de decisión Logit y algunas condiciones sobre los parámetros del modelo, se obtienen interesantes resultados de convergencia casi segura y con probabilidad positiva a atractores de la dinámica continua. Finalmente en el capítulo 4 se estudia el modelo de Cominetti et al. [7], para unas instancias específicas (caso de 2 y 3 jugadores con 2 rutas) con el objetivo de contar a cantidad de equilibrios del sistema.

Magíster en Economía Aplicada / En este trabajo son estudiados los problemas de incentivos que enfrentan líderes dentro de una comunidad y sus efectos sobre la cooperación que se puede sostener en equilibrio. Es considerado un modelo de juego repetido en el que una comunidad formada por grupos disjuntos presenta una estructura simple de liderazgo. Cada agente del juego es emparejado en cada etapa con otro jugador de cualquier grupo mediante una función de emparejamiento uniforme, tras lo cual ambos agentes juegan un Dilema del Prisionero. Se ha propuesto en este caso una norma social de dos fases, similar a la planteada por Ellison (1994), la que es implementada a través de las instrucciones entregadas por los líderes de cada grupo a sus constituyentes. A su vez, los líderes resuelven el problema de agencia que se genera entre ellos usando una estrategia de revisión simétrica basada en Radner (1985). La literatura en normas sociales ha estudiado los problemas de incentivos que enfrentan agentes pertenecientes a diferentes grupos al interactuar entre sí en contextos fuera del marco legal (Fearon & Laitin, 1996; Greif, 1993). Además, ha identificado en algunos casos el papel que cumplen estructuras de liderazgo en la implementación de normas sociales que regulan interacciones económicas inter-grupales (Milgrom, North, et al, 1990; Fearon & Laitin, 1996; Geertz, 1973). Sin embargo, dentro de la literatura no había sido modelado explícitamente el problema de incentivos que líderes de distintos grupos enfrentan al implementar una norma social común. Es definido un concepto de equilibrio en estrategias simétricas para un modelo de interacción inter-grupal con líderes locales. Entre las contribuciones del modelo están el mostrar cómo una simple estructura de liderazgo puede sustentar un equilibrio en el cual el comportamiento oportunista por parte de los líderes se mantiene bajo control y las interacciones inter-grupales permanecen cooperativas en el camino del equilibrio. Un resultado significativo es que el equilibrio simétrico para los líderes es robusto. Esto significa que después de un desvío, en un número finito de etapas, es restaurado un perfil de acciones en el que todos los agentes de la comunidad cooperan entre sí. Este resultado permite darle racionalidad a la existencia de líderes, ya que estos permitirían implementar una norma social que le genera a cada agente una utilidad arbitrariamente cercana a la óptima social mientras, al mismo tiempo, se obtiene cierto grado de estabilidad pues la cooperación puede resistir desviaciones ocasionales o errores.

[pt] Este trabalho apresenta um modelo de conluio em leilões repetidos de primeiro preço estático, ou seja, um esquema de conluio que usa a mesma regra de conluio em toda a fase de cooperação, independente da história do superjogo. Neste ambiente, introduzimos um mecanismo de comunicação sem custo, por meio do qual os jogadores transmitem sua ordenação de preferências sobre os bens a serem leiloados no jogo estágio. A partir deste modelo, obtemos um aumento da receita esperada agregada por parte dos participantes do leilão frente a um modelo de conluio estático tácito. Além disso, o resultado de dominância do conluio dinâmico com comunicação - esquema no qual a regra de conluio depende de toda a história pública do superjogo - apresentado por Aoyagi (2002), frente a qualquer conluio estático não se verifica. Outro ponto a se destacar é que o refinamento do sistema de comunicação, por meio de um aumento do número de bens ordenados em cada mensagem, embora leve a um aumento da receita esperada, pode gerar uma elevação da taxa de paciência necessária para a manutenção do conluio. / [en] This paper models a Static Collusion in repeated First Price Auctions, that is, a bid rotation scheme which uses the same instruction rule throughout the collusion phase independent of the history. In this environment, we allow that bidders send cheap talk messages to each other about their ranking of preferences over goods that will be auctioned during the stage game. We can show that the introduction of the cheap talk messages improves the bidder`s aggregated surplus compared to tacit static collusion models. Moreover, the dominance of dynamic bid rotation schemes, as showed by Aoyagi (2002), on static versions is not necessarily truth. Another remark is that refining the cheap talk mechanism, by the extension of ranking chain, although generates larger expected receipts, may increases the minimum necessary patience rate to sustain collusion.

O objetivo da presente dissertação é avaliar o comportamento biomecânico, fisiológico e o processo de instauração da fadiga durante a após o Running Anaerobic Sprint Test (RAST). Participaram do estudo 16 voluntários (média ± desvio padrão; 22,1 ± 3,1 anos, massa corporal de 78,6 ± 22,9 kg e 186,1 ± 10,1 cm de estatura). Os participantes foram submetidos a monitoramento biomecânico e fisiológico, bem como avaliações neuromusculares. Em todos os casos foi feito um aquecimento com duração de 5 min. Após 120 s do aquecimento os indivíduos realizaram seis esforços máximos de 35 m separados por intervalos passivos de 10 s (RAST). Durante os esforços, duas câmeras captaram o desempenho por análise cinemática bidimensional enquanto que mais 12 câmeras foram posicionadas para análise cinemática tridimensional nos dez metros finais de cada esforço, durante e após os esforços foram determinadas as concentrações de lactato ([Lac]). A técnica de Twitch Interpolation (TIP) foi utilizada para as avaliações neuromusculares. O desempenho apresentou diferença a partir do quinto (5,1 ± 0,1 s) esforço, juntamente com os modelos de índice de decaimento do desempenho (IF% 19,2 ± 9,4%; IFREAL 19,3 ± 10,9%;). As [Lac] do quarto esforço (6,1 ± 1,9 mM) foram diferentes de todas as outras (p < 0,01). Apenas o tempo de fase aérea (TF) do quinto esforço (0,16 ± 0,03 s) foi diferente em relação ao primeiro e segundo esforço (0,12 ± 0,01 s; 0,13 ± 0,02 s; p < 0,05. Neste caso o RAST oferece estabilização do desempenho e da mecânica independentemente da [Lac]. Para o estudo dois, quando testadas as correlações com o desempenho, o tempo mínimo (TMin) (4,43 ± 0,37 s) interagiu negativamente com o desvio padrão da altura do centro de massa (CM; CMzSTD), ângulo do tornozelo no toque (tornTOQ¬) em todos os esforços. A [Lac]Pico foi correlacionado com a frequência de passos (FP) nos dois primeiros esforços (p < 0,01), o comprimento do passo (CP) (p < 0,05), o TF, a velocidade do CM no toque (VyTOQ) e na retirada (VyRET) no primeiro esforço (p < 0,05). Desse modo, pode-se concluir que o RAST altera a mecânica de corrida e, além disso, o torn e CMzSTD pareceram ser fundamentais e influenciam diretamente no desempenho deste modelo. Em terceiro lugar, foram encontradas mudanças no SpringMass Model (SMM) durante o RAST. A força máxima vertical do CM (FZMAX) diminuiu (-10,3%; p < 0,05). O deslocamento vertical do CM (Z) aumentou (+60,5%; p < 0,01). Vertical Stiffness diminuiu (-42,9%; p < 0,01) e a Leg Stiffness, não mudou. A contração voluntária máxima (CVM) de extensão de joelho (-4,4%) e a ativação voluntária (AV%) (-8,5 %) não mudaram (p > 0,05), mas foram evidenciadas correlações entre da PP com a razão RMS / Mwave (r = -0,70), a PM e RMS (r = -0,77) juntamente com a razão RMS / Mwave (r = -0,75) no VL. Dessa forma, pode-se concluir que a redução do desempenho e as alterações no comportamento do esforços repetidos, dos padrões de movimento, e do SMM, podem estar fortemente ligadas às respostas neuromusculares periféricas. / The aim of this study was to determine the physiological behavior, biomechanical and fatigue process in Running Anaerobic Sprint Test (RAST). Sixteen individuals (mean ± SD, 22.1 ± 3.1 years, body weight 78.6 ± 22.9 kg and height 186.1 ± 10.1 cm) were volunteers for this study. Participants underwent biomechanical, physiological monitoring and neuromuscular evaluations. In all cases it was made a warming-up by 5 min. After 120 s, underwent six maximal efforts of 35 m separated by 10 s passive rest (RAST). During efforts, two cameras captured the performance by kinematic bidimensional analysis while another 12 cameras were positioned to kinematic tridimensional analysis at 25 35 m of each effort, after efforts were determined the concentrations of lactate ([Lac]). The TIP technique (Twitch Interpolation) was used for neuromuscular evaluations. The performance showed a difference from the fifth (5.1 ± 0.1 s) and sixth effort (5.4 ± 0.3 s; p <0.04), the index of decay performance models (IF % 19.2 ± 9.4%; IFREAL 19.3 ± 10.9%;). The fourth [Lac] (6.1 ± 1.9 mM) was different from all other (p < 0.01). Only the flight time (FT) to fifth effort (0.16 s ± 0.03) compared to the first and second (0.12 ± 0.01 s; 0.13 s ± 0.02; p < 0.05) showed differences. Thereby, the RAST offers stabilization performance and mechanical regardless of [Lac], so it can be a useful tool in the training process until the fourth effort. On study two, when tested correlations with performance, the best time (4.43 ± 0.37 s) interacted negatively with body center mass (BCM) standard deviation (CMzSTD), angle of ankle in touchdown (ankleTD) in all efforts. The [Lac] peak was correlated with step frequency (SF) in first and second efforts (p < 0.01), step length (SL) (p < 0.05), the FT, the BCM horizontal velocity on touchdown VyTD and take-off VyTO in first effort (p < 0.05). Thus, it can be concluded that the RAST changes the running mechanics and, in addition, the ankle and the CMzSTD appeared to be influence at performance. Changes were found in Mass-Spring Model (SMM) for RAST. The BCM vertical force (FZMAX) decreased (-10.3%; p < 0.05). The displacement of BCM (Z) increased (+ 60.5%; p < 0.01). Vertical Stiffness decreased (-42.9%; p < 0.01) and Leg Stiffness was not changed. The maximal knee extension force (-4.4%) and voluntary activation (AV%) (-8.5%) is not changed too (p > 0.05), but correlations were observed between the PP with reason RMS / Mwave (r = -0.70), the PM and RMS (r = -0.77) with the reason RMS / Mwave (r = -0.75) in VL. Thus, it can be concluded that the reduction of performance and changes in the behavior of repeated efforts, movement patterns, and SMM may be dependent of peripheral neuromuscular factors.

O objetivo deste estudo foi avaliar o efeito da manipulação do espaço (dimensão da quadra) de jogo reduzidos (JRs) na demanda física, fisiológica e perceptual em jovens jogadores de basquetebol. Doze jogadores da categoria sub19 (18,6 ± 0,5 anos, 88,8 ± 14,5 kg e 192,6 ± 6,5 cm) participaram voluntariamente do estudo. Todos os atletas realizaram os dois protocolos de JRs, em dias distintos (procedimento cross-over); a variável manipulada nos JRs foi o espaço de jogo (dimensão da quadra). No primeiro protocolo, o JR foi realizado em uma quadra com tamanho oficial (28x15m; JR28x15), e no segundo, em uma quadra com a largura reduzida, 28x9m (JR28x9). Os JRs foram realizados em uma dinâmica de 3x3 (3 jogadores em cada equipe), com 4 períodos de 4 minutos intercalados por 3 minutos de intervalo. Antes e após os JRs foram realizados os testes de sprints repetidos (TSR; 12 sprints de 20m com 20s de intervalo entre os sprints) e salto vertical (SV). Amostras de sangue para a análise da concentração de lactato [Lac] foram coletadas, a) antes do jogo (Pré-JR), b) imediatamente após o jogo (Pós-JR), c) depois do TSR após o JR (Pós-TSR-JR), e d) 30 minutos após o término do JR (Pós-30min). A frequência cardíaca (FC) foi registrada durante todo o jogo em ambos os protocolos e utilizada, posteriormente, para o cálculo do \"impulso de treinamento\" (TRIMP); 30 minutos após o término dos JRs os jogadores registraram a percepção subjetiva do esforço da sessão (PSE da sessão). Uma medida de carga interna de treinamento (CIT) foi gerada e registrada através do método da PSE da sessão. Para análise dos dados, utilizou-se uma ANOVA de medidas repetidas de dois fatores (Protocolos de JR x Momento) para avaliar o desempenho nos testes físicos, [Lac] e a FC medida em cada período de jogo e intervalos de recuperação. Para a análise da FC média, PSE da sessão, TRIMP e CIT foi utilizado um test t de student para amostras pareadas. O nível de significância foi estabelecido em 5%. O tamanho de efeito foi estimado através do d de Cohen. Não foram observadas diferenças do momento pré para pós, como também entre os protocolos de JR para as variáveis de desempenho dos testes físicos; a [Lac] apresentou um aumento do momento pré-JR para pós-JR, sem diferença estatística entre os protocolos. Foram observados valores médios de 88,1 ± 3,2% e 90,2 ± 3,1% para FC relativa (%FC pico), 97,3 ± 4,9 e 100,5 ± 7,8 UA para TRIMP, 171,9 ± 31,2 e 172,2 ± 29,2 UA para CIT, 7,2 ± 1,4 e 6,7 ± 1,3UA para a PSE da sessão e 5,4 ± 2,6 e 5,9 ± 2 mmol·l-1 para a [Lac] pós-JR (JR28x15 e JR28x9, respectivamente). Porém não foram observadas diferenças significantes entre os protocolos para nenhumas das medidas apresentadas. Os resultados do presente estudo indicam que: 1) a manipulação do espaço não acarreta em diferentes respostas psicofisiológicas; 2) a demanda induzida pelo JRs não foi suficiente para induzir uma queda na capacidade de desempenho de sprints repetidos e no salto vertical; 3) a demanda induzida pelo JR nos parâmetros psicofisiológicos foi similar aquela reportada para jogos oficiais / The aim of the study was to analyze the effect of court size manipulation of smallsided games (SSG) on physical, physiological and perceptual demand in young basketball athletes. Twelve players from an under-19 team (18.6 ± 0.5 yrs, 88.8 ± 14.5 kg e 192.6 ± 6.5 cm) voluntarily participated in this study. All athletes performed two SSG protocols in different days (cross-over design); the manipulated variable was court area. In the first protocol, SGG was played at official court area (28x15m; SSG28x15), and in the second protocol was played at a court with reduced width area (28x9m; SSG28x9). SSG\'s were performed with a 3-a-side dynamic, with four game periods of four minutes, and three minutes of active rest between periods. Before and after SSG players were submitted to a repeated sprint test (RST; 12sprints of 20m with 20s recovery) and a vertical jump test. Blood samples were provided to lactate concentration [Lac] analysis at: a) before game (Pre-SSG), b) Immediately after game (Post-SSG), c) after RST performed post SSG (Post-RSTSSG), and d) 30 minutes after SSG (Post-30min). The heart rate (HR) was monitored during the SSG and used to calculate SSG mean HR and to calculate training impulse (TRIMP); 30 minutes after the ending of SSG player answered the rate of perceived exertion of the session (Session-RPE). Internal training load (ITL) was calculated by the Session-RPE method. For data analysis a Two-way ANOVA with repeated measures (SSG\'s protocols x Moments) was conducted to evaluate tests performance, [Lac], and mean HR for each game period and rest interval. In order to analyze the game\'s mean HR, Session-RPE, TRIMP and ITL were utilized a student t-test for repeated measures. The significance level was set at 5%. Effect size was estimate through Cohen\'s d. No statistical difference was observed between pre and post measures, or between protocols to tests performance variables. [Lac] showed and increased from pre-SSG to post-SSG, with no difference between protocols. Psychophysiological variables present mean values of 88.1 ± 3.2% and 90.2 ± 3.1% to relative HR (% peak HR), 97.3 ± 4.9 and 100.5 ± 7.8 AU to TRIMP, 171.9 ± 31.2 and 172.2 ± 29.2 AU to ITL, 7.2 ± 1.4 and 6.7 ± 1.3 AU to Session-RPE and 5.4 ± 2.6 and 5.9 ± 2 mmol·l-1 to Post-SSG [lac] (SSG28x15 and SSG28x9, respectively). However, it was not observed any difference between SSG protocols and any measure. The results from the present study indicates: 1) Court size manipulation does not elicit different psychophysiological responses; 2) SSG demand was not sufficient to impair repeated sprints ability or jump ability; 3)SSG psychophysiological demand was similar to those reported to official basketball games

O objetivo da presente dissertação é avaliar o comportamento biomecânico, fisiológico e o processo de instauração da fadiga durante a após o Running Anaerobic Sprint Test (RAST). Participaram do estudo 16 voluntários (média ± desvio padrão; 22,1 ± 3,1 anos, massa corporal de 78,6 ± 22,9 kg e 186,1 ± 10,1 cm de estatura). Os participantes foram submetidos a monitoramento biomecânico e fisiológico, bem como avaliações neuromusculares. Em todos os casos foi feito um aquecimento com duração de 5 min. Após 120 s do aquecimento os indivíduos realizaram seis esforços máximos de 35 m separados por intervalos passivos de 10 s (RAST). Durante os esforços, duas câmeras captaram o desempenho por análise cinemática bidimensional enquanto que mais 12 câmeras foram posicionadas para análise cinemática tridimensional nos dez metros finais de cada esforço, durante e após os esforços foram determinadas as concentrações de lactato ([Lac]). A técnica de Twitch Interpolation (TIP) foi utilizada para as avaliações neuromusculares. O desempenho apresentou diferença a partir do quinto (5,1 ± 0,1 s) esforço, juntamente com os modelos de índice de decaimento do desempenho (IF% 19,2 ± 9,4%; IFREAL 19,3 ± 10,9%;). As [Lac] do quarto esforço (6,1 ± 1,9 mM) foram diferentes de todas as outras (p < 0,01). Apenas o tempo de fase aérea (TF) do quinto esforço (0,16 ± 0,03 s) foi diferente em relação ao primeiro e segundo esforço (0,12 ± 0,01 s; 0,13 ± 0,02 s; p < 0,05. Neste caso o RAST oferece estabilização do desempenho e da mecânica independentemente da [Lac]. Para o estudo dois, quando testadas as correlações com o desempenho, o tempo mínimo (TMin) (4,43 ± 0,37 s) interagiu negativamente com o desvio padrão da altura do centro de massa (CM; CMzSTD), ângulo do tornozelo no toque (tornTOQ¬) em todos os esforços. A [Lac]Pico foi correlacionado com a frequência de passos (FP) nos dois primeiros esforços (p < 0,01), o comprimento do passo (CP) (p < 0,05), o TF, a velocidade do CM no toque (VyTOQ) e na retirada (VyRET) no primeiro esforço (p < 0,05). Desse modo, pode-se concluir que o RAST altera a mecânica de corrida e, além disso, o torn e CMzSTD pareceram ser fundamentais e influenciam diretamente no desempenho deste modelo. Em terceiro lugar, foram encontradas mudanças no SpringMass Model (SMM) durante o RAST. A força máxima vertical do CM (FZMAX) diminuiu (-10,3%; p < 0,05). O deslocamento vertical do CM (Z) aumentou (+60,5%; p < 0,01). Vertical Stiffness diminuiu (-42,9%; p < 0,01) e a Leg Stiffness, não mudou. A contração voluntária máxima (CVM) de extensão de joelho (-4,4%) e a ativação voluntária (AV%) (-8,5 %) não mudaram (p > 0,05), mas foram evidenciadas correlações entre da PP com a razão RMS / Mwave (r = -0,70), a PM e RMS (r = -0,77) juntamente com a razão RMS / Mwave (r = -0,75) no VL. Dessa forma, pode-se concluir que a redução do desempenho e as alterações no comportamento do esforços repetidos, dos padrões de movimento, e do SMM, podem estar fortemente ligadas às respostas neuromusculares periféricas. / The aim of this study was to determine the physiological behavior, biomechanical and fatigue process in Running Anaerobic Sprint Test (RAST). Sixteen individuals (mean ± SD, 22.1 ± 3.1 years, body weight 78.6 ± 22.9 kg and height 186.1 ± 10.1 cm) were volunteers for this study. Participants underwent biomechanical, physiological monitoring and neuromuscular evaluations. In all cases it was made a warming-up by 5 min. After 120 s, underwent six maximal efforts of 35 m separated by 10 s passive rest (RAST). During efforts, two cameras captured the performance by kinematic bidimensional analysis while another 12 cameras were positioned to kinematic tridimensional analysis at 25 35 m of each effort, after efforts were determined the concentrations of lactate ([Lac]). The TIP technique (Twitch Interpolation) was used for neuromuscular evaluations. The performance showed a difference from the fifth (5.1 ± 0.1 s) and sixth effort (5.4 ± 0.3 s; p <0.04), the index of decay performance models (IF % 19.2 ± 9.4%; IFREAL 19.3 ± 10.9%;). The fourth [Lac] (6.1 ± 1.9 mM) was different from all other (p < 0.01). Only the flight time (FT) to fifth effort (0.16 s ± 0.03) compared to the first and second (0.12 ± 0.01 s; 0.13 s ± 0.02; p < 0.05) showed differences. Thereby, the RAST offers stabilization performance and mechanical regardless of [Lac], so it can be a useful tool in the training process until the fourth effort. On study two, when tested correlations with performance, the best time (4.43 ± 0.37 s) interacted negatively with body center mass (BCM) standard deviation (CMzSTD), angle of ankle in touchdown (ankleTD) in all efforts. The [Lac] peak was correlated with step frequency (SF) in first and second efforts (p < 0.01), step length (SL) (p < 0.05), the FT, the BCM horizontal velocity on touchdown VyTD and take-off VyTO in first effort (p < 0.05). Thus, it can be concluded that the RAST changes the running mechanics and, in addition, the ankle and the CMzSTD appeared to be influence at performance. Changes were found in Mass-Spring Model (SMM) for RAST. The BCM vertical force (FZMAX) decreased (-10.3%; p < 0.05). The displacement of BCM (Z) increased (+ 60.5%; p < 0.01). Vertical Stiffness decreased (-42.9%; p < 0.01) and Leg Stiffness was not changed. The maximal knee extension force (-4.4%) and voluntary activation (AV%) (-8.5%) is not changed too (p > 0.05), but correlations were observed between the PP with reason RMS / Mwave (r = -0.70), the PM and RMS (r = -0.77) with the reason RMS / Mwave (r = -0.75) in VL. Thus, it can be concluded that the reduction of performance and changes in the behavior of repeated efforts, movement patterns, and SMM may be dependent of peripheral neuromuscular factors.

O objetivo deste estudo foi avaliar o efeito da manipulação do espaço (dimensão da quadra) de jogo reduzidos (JRs) na demanda física, fisiológica e perceptual em jovens jogadores de basquetebol. Doze jogadores da categoria sub19 (18,6 ± 0,5 anos, 88,8 ± 14,5 kg e 192,6 ± 6,5 cm) participaram voluntariamente do estudo. Todos os atletas realizaram os dois protocolos de JRs, em dias distintos (procedimento cross-over); a variável manipulada nos JRs foi o espaço de jogo (dimensão da quadra). No primeiro protocolo, o JR foi realizado em uma quadra com tamanho oficial (28x15m; JR28x15), e no segundo, em uma quadra com a largura reduzida, 28x9m (JR28x9). Os JRs foram realizados em uma dinâmica de 3x3 (3 jogadores em cada equipe), com 4 períodos de 4 minutos intercalados por 3 minutos de intervalo. Antes e após os JRs foram realizados os testes de sprints repetidos (TSR; 12 sprints de 20m com 20s de intervalo entre os sprints) e salto vertical (SV). Amostras de sangue para a análise da concentração de lactato [Lac] foram coletadas, a) antes do jogo (Pré-JR), b) imediatamente após o jogo (Pós-JR), c) depois do TSR após o JR (Pós-TSR-JR), e d) 30 minutos após o término do JR (Pós-30min). A frequência cardíaca (FC) foi registrada durante todo o jogo em ambos os protocolos e utilizada, posteriormente, para o cálculo do \"impulso de treinamento\" (TRIMP); 30 minutos após o término dos JRs os jogadores registraram a percepção subjetiva do esforço da sessão (PSE da sessão). Uma medida de carga interna de treinamento (CIT) foi gerada e registrada através do método da PSE da sessão. Para análise dos dados, utilizou-se uma ANOVA de medidas repetidas de dois fatores (Protocolos de JR x Momento) para avaliar o desempenho nos testes físicos, [Lac] e a FC medida em cada período de jogo e intervalos de recuperação. Para a análise da FC média, PSE da sessão, TRIMP e CIT foi utilizado um test t de student para amostras pareadas. O nível de significância foi estabelecido em 5%. O tamanho de efeito foi estimado através do d de Cohen. Não foram observadas diferenças do momento pré para pós, como também entre os protocolos de JR para as variáveis de desempenho dos testes físicos; a [Lac] apresentou um aumento do momento pré-JR para pós-JR, sem diferença estatística entre os protocolos. Foram observados valores médios de 88,1 ± 3,2% e 90,2 ± 3,1% para FC relativa (%FC pico), 97,3 ± 4,9 e 100,5 ± 7,8 UA para TRIMP, 171,9 ± 31,2 e 172,2 ± 29,2 UA para CIT, 7,2 ± 1,4 e 6,7 ± 1,3UA para a PSE da sessão e 5,4 ± 2,6 e 5,9 ± 2 mmol·l-1 para a [Lac] pós-JR (JR28x15 e JR28x9, respectivamente). Porém não foram observadas diferenças significantes entre os protocolos para nenhumas das medidas apresentadas. Os resultados do presente estudo indicam que: 1) a manipulação do espaço não acarreta em diferentes respostas psicofisiológicas; 2) a demanda induzida pelo JRs não foi suficiente para induzir uma queda na capacidade de desempenho de sprints repetidos e no salto vertical; 3) a demanda induzida pelo JR nos parâmetros psicofisiológicos foi similar aquela reportada para jogos oficiais / The aim of the study was to analyze the effect of court size manipulation of smallsided games (SSG) on physical, physiological and perceptual demand in young basketball athletes. Twelve players from an under-19 team (18.6 ± 0.5 yrs, 88.8 ± 14.5 kg e 192.6 ± 6.5 cm) voluntarily participated in this study. All athletes performed two SSG protocols in different days (cross-over design); the manipulated variable was court area. In the first protocol, SGG was played at official court area (28x15m; SSG28x15), and in the second protocol was played at a court with reduced width area (28x9m; SSG28x9). SSG\'s were performed with a 3-a-side dynamic, with four game periods of four minutes, and three minutes of active rest between periods. Before and after SSG players were submitted to a repeated sprint test (RST; 12sprints of 20m with 20s recovery) and a vertical jump test. Blood samples were provided to lactate concentration [Lac] analysis at: a) before game (Pre-SSG), b) Immediately after game (Post-SSG), c) after RST performed post SSG (Post-RSTSSG), and d) 30 minutes after SSG (Post-30min). The heart rate (HR) was monitored during the SSG and used to calculate SSG mean HR and to calculate training impulse (TRIMP); 30 minutes after the ending of SSG player answered the rate of perceived exertion of the session (Session-RPE). Internal training load (ITL) was calculated by the Session-RPE method. For data analysis a Two-way ANOVA with repeated measures (SSG\'s protocols x Moments) was conducted to evaluate tests performance, [Lac], and mean HR for each game period and rest interval. In order to analyze the game\'s mean HR, Session-RPE, TRIMP and ITL were utilized a student t-test for repeated measures. The significance level was set at 5%. Effect size was estimate through Cohen\'s d. No statistical difference was observed between pre and post measures, or between protocols to tests performance variables. [Lac] showed and increased from pre-SSG to post-SSG, with no difference between protocols. Psychophysiological variables present mean values of 88.1 ± 3.2% and 90.2 ± 3.1% to relative HR (% peak HR), 97.3 ± 4.9 and 100.5 ± 7.8 AU to TRIMP, 171.9 ± 31.2 and 172.2 ± 29.2 AU to ITL, 7.2 ± 1.4 and 6.7 ± 1.3 AU to Session-RPE and 5.4 ± 2.6 and 5.9 ± 2 mmol·l-1 to Post-SSG [lac] (SSG28x15 and SSG28x9, respectively). However, it was not observed any difference between SSG protocols and any measure. The results from the present study indicates: 1) Court size manipulation does not elicit different psychophysiological responses; 2) SSG demand was not sufficient to impair repeated sprints ability or jump ability; 3)SSG psychophysiological demand was similar to those reported to official basketball games

Objetivo. Comparar, teórica e empiricamente, dois estimadores do coeficiente de correlação intraclasse momento-produto de Pearson para pares repetidos Pi. O primeiro é o estimador \"natural\", obtido mediante a correlação momento-produto de Pearson para membros de uma mesma classe (rI) e o segundo, obtido como função de componentes de variância (icc). Métodos. Comparação teórica e empírica dos parâmetros e estimadores. A comparação teórica envolve duas definições do coeficiente de correlação intraclasse PI como medida de confiabilidade (*), para o caso de duas réplicas, assim como uma apresentação da técnica de análise de variância e a definição e interpretação dos estimadores ri e icc. A comparação empírica é realizada mediante um estudo de simulação Monte Carlo com a geração de pares de valores correlacionados segundo o coeficiente de correlação intraclasse, momento-produto de Pearson para pares repetidos. Os pares de valores são distribuídos segundo uma distribuição Normal bivariada, com valores do tamanho da amostra e da correlação intraclasse previamente fixados em: n= 15, 30 e 45 e pI = {O; 0,15; 0,30; 0,45; 0,60; 0,75; 0,9}. Resultados. Comparando-se o vício e o erro quadrático médio dos estimadores, bem como as amplitudes dos intervalos de confiança, tem-se como resultado que o vício de icc foi sempre menor que o vício de rI, mesmo ocorrendo com o erro quadrático médio. Conclusões. O icc é um estimador melhor, principalmente para n pequeno (por exemplo 15). Para valores maiores de n (30 ou mais), os estimadores produzem resultados iguais até a segunda casa decimal. / Objective. This thesis presents and compares, theoretically and empirically, two estimators of the intraclass correlation coefficient pI, defined as Pearson\'s pairwise intraclass correlation coefficient. The first is the \"natural\" estimator, obtained by Pearson\'s moment-product correlation for members of one class (rI) while the second was obtained as a function of components of variance (icc). Methods. Theoretical and empirical comparison of the parameters and estimators are performed. The theoretical comparison involves two definitions of the intrac1ass correlation coefficient pI as a measure of reliability (*) for two repeated measurements in the same class and the presentation of the technique of analysis of variance, as well as for the definition and interpretation of the estimators ri and icc. The empirical comparison was carried out by means of a Monte Carlo simulation study of pairs of correlated values according Pearson\'s pairwise correlation. The pairs of values follow a normal bivariate distribution, with correlation values and sample size previously fixed: n= 15, 30 e 45 and Pl = . Results. Bias and mean square error for the estimators were compared as well as the range of the intervals of confidence. The comparison shows that the bias of icc is always smaller than of rI This also applies to the mean square error. Conclusions. The icc is a better estimator, especially for n less than or equal to 15. For larger samples sízes (n 30 or more), the estimators produce results that are equal to the second decimal place. (*) Fórmula

Submitted by William Michon Jr (wmichon@fgvmail.br) on 2012-03-15T03:39:27Z No. of bitstreams: 1 DissertWMJR-Final - Digital.pdf: 817060 bytes, checksum: 8310a07146684ad851a6561dc3f45074 (MD5) / Approved for entry into archive by Andrea Virginio Machado (andrea.machado@fgv.br) on 2012-03-20T20:12:36Z (GMT) No. of bitstreams: 1 DissertWMJR-Final - Digital.pdf: 817060 bytes, checksum: 8310a07146684ad851a6561dc3f45074 (MD5) / Made available in DSpace on 2012-03-22T14:32:34Z (GMT). No. of bitstreams: 1 DissertWMJR-Final - Digital.pdf: 817060 bytes, checksum: 8310a07146684ad851a6561dc3f45074 (MD5) Previous issue date: 2011-09-20 / Neste trabalho abordamos a unitização como uma reinterpretação de cartel, partindo do modelo clássico de Green e Porter. A incerteza geológica é representada por um componente estocástico no custo marginal. Caracterizamos o contrato ótimo e, a partir da estática comparativa, avaliamos a eficiência e a viabilidade da cooperação. O preço e o grau da externalidade afetam positivamente o nível de eficiência do contrato ótimo. Mas enquanto preços elevados viabilizam os acordos, o grau de externalidade elevado pode conduzir a equilíbrios ineficientes ou mesmo inviabilizar a produção. O mesmo resultado ocorre com os custos fixos. Adicionalmente, quanto maior for o número de firmas envolvidas no acordo, menor será a chance de existir um contrato mais eficiente que a regra da captura. / In this paper we address unitization as a reinterpretation of cartel problem following the classical approach of Green and Porter. The marginal cost as a stochastic component representing the geological uncertainty. We characterize the optimal contract and, by comparative statics, we evaluate the efficiency and feasibility of cooperation. The price and degree of externality positively affect the efficiency of the optimal contract. Higher prices facilitate agreements, but higher degrees of externality may lead to inefficient equilibria or even to zero production. The same result applies to fixed costs. Additionally, the greater the number of firms involved in the agreement, the smaller chance of existing a more efficient contract than the rule of capture.

[pt] Pesquisar preços pode ser custoso para os consumidores. Este artigo investiga os efeitos de busca na formação de conluio por parte das firmas. Para identificar tais efeitos, constrói-se um jogo repetido no qual os consumidores pesquisam preços seqüencialmente e as firmas competem por preços no jogo estático. Claramente, identificam-se dois efeitos distintos, por um lado, mais busca, i.e. mais consumidores pesquisando preços ou um menor custo de busca, facilita a formação de conluio, pois as firmas sustentam punições críveis mais severas. Por outro lado, mais busca dificulta a formação de conluio à medida que os desvios do conluio se tornam mais lucrativos. / [en] This paper investigates, through a theoretical approach, search effects on collusion. In order to identify these effects, we consider an infinitely repeated game; in the stage game, consumers search for prices sequentially and firms set price simultaneously. We clearly identify two different search effects on collusion; on the one hand, it facilitates collusion as the punishment payoff is lower. On the other hand, it makes collusion more difficult, since deviations are more profitable.