Relação entre desempenho e infecções por nematódeos gastrintestinais em bovinos Nelore em crescimento

Este estudo teve por objetivo verificar a associação entre o desempenho e a carga parasitária de 28 machos inteiros da raça Nelore (a partir de um ano de idade), naturalmente infectados por nematódeos gastrintestinais. de novembro de 1999 a junho de 2000, os animais foram pesados quinzenalmente, período no qual foram colhidas amostras de fezes e de sangue para a realização, respectivamente, de exames coprológicos e sangüíneos. Os dados da contagem de ovos por grama de fezes (OPG) ajustaram-se ao modelo de distribuição binomial negativa, indicando que a distribuição de nematódeos no rebanho é agregada. Não ficou evidenciada associação entre ganho de peso e contagem de OPG, e entre contagem de OPG e volume globular (VG). de 10 coeficientes de correlação entre ganho de peso e VG, oito foram negativos, mas apenas dois significativos (P<0,05). As estimativas de repetibilidade da contagem de OPG, LOG (OPG+1) e VG foram de 0,26, 0,25 e 0,33, respectivamente. Cooperia punctata foi a espécie mais freqüentemente encontrada parasitando os animais. Além dessa espécie, foram detectados os seguintes nematódeos: Haemonchus placei, Haemonchus similis, Trichostrongylus axei, Bunostomum phlebotomum e Oesophagostomum radiatum. O parasitismo por nematódeos gastrintestinais aparentemente não prejudicou o desenvolvimento dos animais estudados.

Validação de sistema de amostragem para monitoramento de formigas cortadeiras atta spp. (Hymenoptera: formicidae) em plantações de eucalipto

Pós-graduação em Ciência Florestal - FCA

Distribuição espacial de Aedes albopictus na região sul do Estado de Mato Grosso do Sul

OBJETIVO: Estudar a distribuição espacial da população de Aedes albopictus, visando fornecer subsídios para construção de planos de amostragem e decisão sobre o controle deste vetor em levantamentos em campo. MÉTODOS: O estudo foi realizado em área urbana próxima de resquícios de vegetação primária, no distrito Picadinha, distante 20 km do município de Dourados, MS. Dez amostragens foram realizadas entre 28/1/2003 e 9/4/2003, utilizando-se armadilhas do tipo ovitrampas e monitoradas semanalmente, distribuídas em uma área amostral fixa com 10 pontos de coleta por amostragem, espaçadas em 300 m. Foram calculados os índices de agregação e ajuste às seguintes distribuições teóricas de freqüência: binomial negativa, binomial positiva e de Poisson. RESULTADOS: A variância amostral foi superior à média nas amostragens, resultando nos índices de razão variância-média sempre acima da unidade (32,066, 29,410, 14,444, 58,840, 56,042, 111,262, 70,140, 50,701, 93,221 e 8,481). O índice de Morisita apresentou valores significativamente acima da unidade em todas as amostragens (6,275, 3,947, 1,484, 3,725, 3,014, 5,450, 3,214, 3,886, 3,954 e 5,810). O parâmetro K resultou em valores entre 0 e 8 (0,174, 0,309, 1,867, 0,332, 0,449, 0,203, 0,408, 0,314, 0,306 e 0,200). Os testes do qui-quadrado de ajuste às distribuições binominal negativa, binomial positiva e de Poisson não foram significativos. CONCLUSÕES: A população de Aedes albopictus da localidade estudada apresentou distribuição espacial padrão agregada. Isso implica que ao encontrar alguns indivíduos do vetor em um determinado local, é provável que outros sejam encontrados nas áreas circunvizinhas, preconizando a aplicação de inseticidas sem a necessidade de amostrar outros pontos dessa localidade.

Distribuição espacial e plano de amostragem sequencial de Pseudoplusia includens (Walker) (Lepidoptera: Noctuidae), em dois sistemas de plantio de soja

Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES)

Disposição espacial e injúrias da lagarta-do-cartucho Spodoptera frugiperda (J. E. Smith) (Lepidoptera: Noctuidae) em milho

O conhecimento dos padrões de dispersão populacional de Spodoptera frugiperda (J. E. Smith), a mais importante praga do milho, no Brasil, é fundamental para o estabelecimento de técnicas eficientes de monitoramento e manejo. Este trabalho objetivou conhecer a distribuição espacial da praga na cultura. A distribuição espacial foi avaliada em cinco campos experimentais, de um hectare cada, divididos em 100 unidades experimentais, onde se avaliaram de cinco a dez plantas por parcela. Foi testado o ajuste das frequências observadas às esperadas, de acordo com as distribuições de Poisson, Binomial Negativa e Binomial Positiva. Spodoptera frugiperda ocorreu em elevados índices populacionais na área amostral, com correlação significativa entre a nota de injúria 3 e o número de lagartas médias, o que também ocorreu para o número de plantas infestadas com pelo menos uma lagarta média. Não houve correlação significativa entre a nota de injúria 3 e lagartas pequenas. O modelo que melhor se aproximou dos dados de distribuição da oviposição foi a Binomial Positiva, enquanto a disposição espacial de lagartas, atacando a espiga, foi descrita como aleatória. O modelo de distribuição Binomial Positiva foi o que melhor representou a distribuição espacial da população de plantas infestadas; a distribuição das lagartas de tamanho médio teve padrão de distribuição agregada.

Fatores relacionados ao absenteísmo por doença em profissionais de enfermagem

OBJETIVO: Analisar os afastamentos de curta duração de profissionais de enfermagem de um hospital universitário. MÉTODOS: A população estudada foi de 965 profissionais de enfermagem de um hospital universitário e que estavam em atividade em 1º de janeiro de 2000.Foram analisados afastamentos do trabalho desse grupo por até 30 dias em um ano civil. Foi feita a descrição dos afastamentos por doença (agregados em um ano), da demanda pelo serviço e dos diagnósticos. Por meio de análise multivariável foi estimado o risco relativo utilizando a distribuição de erro binomial negativa. RESULTADOS: Cerca de 65% dos trabalhadores geraram 1.988 consultas, das quais 68,6% resultaram em afastamento do trabalho. Os grupos com maior demanda foram técnicos de enfermagem, mulheres e estatutários (OR=1,61; 1,47; 1,53 respectivamente). Os diagnósticos mais freqüentes foram os relacionados ao aparelho respiratório. Para afastamentos, não foram encontradas diferenças para gênero e idade. Pelo menos um afastamento foi concedido a 57,6% da população, o que corresponde a 87,8% dos trabalhadores atendidos. Estes geraram um total de 1.364 afastamentos, 1,41 por trabalhador e 5.279 dias perdidos. A análise multivariável, ao considerar separadamente os sexos, mostrou efeito apenas do vínculo empregatício (RR=1,45 e RR=2,43) para mulheres e homens. CONCLUSÕES: Existe relação entre afastamento e vínculo empregatício. Faz-se necessário incluir outras variáveis, como tempo na empresa, turno e carga reprodutiva, em futuras pesquisas.

Incidência da sífilis congênita no Brasil e sua relação com a Estratégia Saúde da Família

OBJETIVO: Estimar a incidência da sífilis congênita e identificar sua relação com a cobertura da Estratégia Saúde da Família. MÉTODOS: Estudo ecológico observacional, com componentes descritivos e analíticos, desenvolvido por meio de duas abordagens: em série temporal (2003 a 2008) e focalizando dados de 2008. Os dados secundários utilizados (epidemiológicos, demográficos e socioeconômicos) foram obtidos do Departamento de Informática do Sistema Único de Saúde e Instituto Brasileiro de Geografia e Estatística. A análise de possíveis efeitos da implantação dessa Estratégia sobre a prevenção da sífilis congênita foi realizada em subgrupos selecionados de municípios, por meio de duas abordagens: a) variação média anual da taxa de incidência de sífilis congênita em diferentes estratos de cobertura da Estratégia, durante o período de 2003 a 2008, com cálculo do coeficiente de regressão linear simples; e b) análise de regressão binomial negativa, com dados de 2008, para controle de alguns fatores de confundimento. RESULTADOS: Há tendência de aumento das notificações de sífilis congênita no Brasil, com desigualdades sociais na distribuição dos casos. Observa-se uma associação negativa entre a incidência de sífilis congênita em municípios com altas coberturas da Saúde da Família; mas, após controle de covariáveis, esse efeito pode ser atribuível à cobertura de pré-natal e a características demográficas dos municípios nos quais essa Estratégia foi prioritariamente implantada. CONCLUSÕES: Apesar do aumento das coberturas de pré-natal, ainda se observa uma baixa efetividade dessas ações para a prevenção da sífilis congênita. Não foi identificada uma associação melhor entre o pré-natal realizado pelas equipes da Estratégia Saúde da Família e o controle da sífilis congênita do que aquela associação observada nas situações em que o pré-natal é realizado por outros modelos de atenção.

Distribuição espacial de Bemisia tabaci (Genn.) biótipo B (Hemiptera: Aleyrodidae) em feijoeiro (Phaseolus vulgaris L.)

O estudo da distribuição espacial de pragas é fundamental para elaboração de planos de amostragem que possam propiciar maior adoção do manejo integrado de pragas. Para Bemisia tabaci (Genn.) biótipo B em feijoeiro Phaseolus vulgaris L., foram conduzidos ensaios de campo em uma área de 10.000 m², dividida em 100 parcelas iguais de 10 x 10 m, nas épocas de semeadura das águas e da seca. As amostragens foram realizadas semanalmente, em 10 plantas por parcela. Coletou-se um folíolo por planta e avaliou-se a presença-ausência de ninfas da mosca-branca na página abaxial. Para adultos, observou-se visualmente a presença-ausência da praga nas plantas. em todas as amostragens obtiveram-se valores menores que a unidade para a relação variância/média, indicando disposição regular da mosca-branca no campo, confirmada pelos valores significativos da estatística ½d½, do teste de afastamento da aleatoriedade, assim como pelos valores inferiores à unidade do índice de Morisita. A distribuição binomial positiva foi o modelo mais adequado para representar a distribuição espacial da B. tabaci biótipo B na cultura do feijão.

Marcadores de ativação imune, inflamação crônica e estresse oxidativo em pessoas que vivem com o HIV/Aids: a busca do melhor prognóstico

Pós-graduação em Doenças Tropicais - FMB

Importância do rating na padronização de debêntures

As debêntures padronizadas possibilitam aos investidores prescindir de complexas análises contratuais e cálculos sofisticados em mercados secundários. Este artigo analisa, com base em contratos de debêntures não padronizados, se, caso as diferenças contratuais fossem controladas estatisticamente, os ratings dessas debêntures seriam suficientes para captar os custos inerentes nas taxas de juros de suas emissões. Para tanto, analisamos uma amostra de 24 emissões de debêntures no período de 1999-2001, e verificamos se houve alguma diferença estatisticamente significativa (distribuição binomial) nas cláusulas contratuais entre as emissões com elevado rating e baixo rating. Concluímos que, para ratings elevados, a padronização afeta as taxas de juros como reflexo de seu rating. Contudo, para ratings baixos, a padronização não capta diferenças contratuais específicas, tais como repactuação programada e garantia.

Rede neural artificial para detecção de sobremortalidade atribuível à cólera no Ceará

OBJETIVO: Avaliar as redes neurais recorrentes enquanto técnica preditiva para séries temporais em saúde. MÉTODOS: O estudo foi realizado durante uma epidemia de cólera ocorrida no Estado do Ceará, em 1993 e 1994, a partir da sobremortalidade tendo como causa básica as infecções intestinais mal definidas (CID-9). O número mensal de óbitos por essa causa, referente ao período de 1979 a 1995 no Estado do Ceará, foram obtidos do Sistema de Informação de Mortalidade (SIM) do Ministério da Saúde. Estruturou-se uma rede com dois neurônios na camada de entrada, 12 na camada oculta, um neurônio na camada de saída e um na camada de memória. Todas as funções de ativação eram a função logística. O treinamento foi realizado pelo método de backpropagation, com taxa de aprendizado de 0,01 e momentum de 0,9, com dados de janeiro de 1979 a junho de 1991. O critério para fim do treinamento foi atingir 22.000 epochs. Compararam-se os resultados com os de um modelo de regressão binomial negativa. RESULTADOS: A predição da rede neural a médio prazo foi adequada, em dezembro de 1993 e novembro e dezembro de 1994. O número de óbitos registrados foi superior ao limite do intervalo de confiança. Já o modelo regressivo detectou sobremortalidade a partir de março de 1992. CONCLUSÕES: A rede neural se mostrou capaz de predição, principalmente no início do período, como também ao detectar uma alteração concomitante e posterior à ocorrência da epidemia de cólera. No entanto, foi menos precisa do que o modelo de regressão binomial, que se mostrou mais sensível para detectar aberrações concomitantes à circulação da cólera.

Caracterização e valorização do recreio balnear

Dissertação de Mestrado, Ciências Económicas e Empresariais, 9 Dezembro de 2015 , Universidade dos Açores.

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.

Estrategia de Ascaris lumbricoides y Trichuris trichiura para la contaminación del medio ambiente, en una zona endemica

La distribución de frecuencias del número de huevos por gramo de heces tanto de Ascaris lumbricoides como de Trichuris trichiura en humanos infestados en una zona endémica se corresponde con una ley binomial negativa y la disposición espacial de dichos huevos en la materia fecal, resultó ser en agregados, independientemente de que los hospedadores sean mayores o menores de 15 años. Estos resultados nos indican que solamente unos pocos hospedadores son los responsables de la mayor contaminación del medio ambiente y que esos individuos no pertenecen a ningún grupo etario en particular.

Institucionalització i salut mental

La complexitat de l’atenció de la salut mental i les toxicomanies, en joves institucionalitzats en centres de justícia juvenil, condicionada tant pels propis dèficits de salut, com per les condicions ambientals de l’internament. L’objectiu de la recerca és analitzar la clínica desadaptativa dels joves interns i la seva associació a la presència d’antecedents de consum de tòxics. El disseny de la recerca és un estudi longitudinal de les urgències mèdiques generades en el Centre Educatiu L’Alzina (Barcelona), des de l’1 de gener de 2001 fins el 31 de desembre del mateix any. La metodologia utilitza l’ajust de models multivariants mitjançant Generalized Estimating Equations (GEE) amb error binomial negativa, es calcula el risc de produir-se una demanda per agitació o autolesió, i la seva associació amb la presència d’antecedents de consum de tòxics. Respecte als resultats més destacats: el 59,4% del total de demandes urgents varen ser per episodis d’agitació o autolesió, concentrant-se aquests en el 33% dels interns. Les prevalences de consum de tòxics variaven des d’un 13,2% respecte dels al•lucinògens fins un 71,7% del cannabis, amb un 36,8% de politoxicòmans i un 5,7% d’usuaris de drogues per via parenteral. La població nacional presentà una major prevalença d’hàbits tòxics. Com a principals conclusions de l’estudi, es confirma la hipòtesi general d’una major associació entre antecedents de consum de tòxics i presentació d’episodis de malestar psíquic agut, per bé que limitada al mòdul d’ingrés (inicial). En la resta de grups influirien altres factors, com podria ser la pressió ambiental. Pressió que, almenys en el mòdul intensiu, tot sembla indicar que seria determinant. Els resultats suggereixen doncs, la conveniència de revisar tant les estratègies d’intervenció i abordatge de les toxicomanies, com el disseny ambiental de la institució. S’apunta la necessitat d’investigacions futures amb la incorporació de tècniques qualitatives d’anàlisi. ...