PLOS ONE: Medindo metacognição em Câncer: Validação das Metacognitions Questionário 30 (MCQ-30)

Abstract

Objectivo

O Metacognitions Questionário 30 avalia crenças metacognitivas e processos que são fundamentais para o modelo metacognitivo de transtorno emocional. Como estudos recentes começaram a explorar a utilidade deste modelo para a compreensão sofrimento emocional após o diagnóstico de câncer, é importante também para avaliar a validade do Questionário Metacognitions 30 para uso em populações de câncer.

Métodos

229 pacientes com câncer de mama primário ou cancro da próstata completou o Metacognitions Questionário 30 e o Hospital Anxiety and Depression Scale pré-tratamento e novamente 12 meses mais tarde. A estrutura e validade do Questionário Metacognitions 30 foram avaliados através de análise fatorial e modelagem de equações estruturais.

Resultados

fatorial confirmatória e exploratória analisa provas fornecidas apoiar a validade da estrutura 5-fator publicado anteriormente do Metacognitions Questionário 30. Especificamente, ambos pré-tratamento e 12 meses mais tarde, esta solução desde o melhor ajuste aos dados e todos os itens carregados em seus fatores esperados. modelagem de equações estruturais indicam que duas dimensões da metacognição (crenças positivas e negativas sobre a preocupação) foram significativamente associados com ansiedade e depressão como previsto, fornecendo mais evidências de validade.

Conclusões

Estes resultados fornecem inicial . evidência de que o Metacognitions Questionário 30 é uma medida válida para uso em populações de câncer

Citation: Cozinhe SA, Salmon P, Dunn G, Fisher P (2014) medição metacognição em Câncer: Validação do Metacognitions Questionnaire 30 ( MCQ-30). PLoS ONE 9 (9): e107302. doi: 10.1371 /journal.pone.0107302

editor: Una Macleod, tratamento de suporte, diagnóstico precoce e grupo de pesquisa de doença avançada (SEDA), Reino Unido

Recebido: 20 de fevereiro de 2014; Aceito: 11 de agosto de 2014; Publicação: 12 de setembro de 2014

Direitos de autor: © 2014 Cook et al. Este é um artigo de acesso aberto distribuído sob os termos da Licença Creative Commons Attribution, que permite uso irrestrito, distribuição e reprodução em qualquer meio, desde que o autor original ea fonte sejam creditados

Financiamento:. Esta pesquisa foi realizado como parte de uma Saúde Scientist Fellowship População (Ref G0802425), financiado pelo Conselho de Pesquisa médica. Os financiadores não tiveram nenhum papel no desenho do estudo, coleta de dados e análise, decisão de publicar ou preparação do manuscrito

CONFLITO DE INTERESSES:.. Os autores declararam que não existem interesses conflitantes

Introdução

a metacognição refere-se aos conhecimentos, crenças e processos cognitivos envolvidos no acompanhamento, controlo e avaliação da cognição [1], [2]. O modelo metacognitivo de distúrbio psicológico [2], [3] afirma que a aflição emocional é mantido por padrões mal-adaptativos e prolongados de pensamento (como a preocupação persistente ou ruminação) que são ativados e conduzidos por crenças metacognitivas subjacentes. Dois tipos de crença metacognitive são pensados ​​especialmente importante: crenças positivas sobre os benefícios de estratégias específicas para lidar com pensamentos e sentimentos angustiantes (por exemplo preocupante vai me ajudar a lidar); e crenças negativas sobre o perigo e incontrolabilidade do pensamento perseverative (por exemplo, a minha preocupação é incontrolável). crenças positivas sobre o valor de se preocupar e ruminação são pensados ​​para ativar o uso dessas estratégias como meio de regular emoção e cognição. Essas estratégias se tornar patológico quando as crenças metacognitivas negativos também são ativados assim que a preocupação ou o próprio ruminação torna-se o foco da avaliação negativa – causando adicional preocupação sobre a preocupação (meta de preocupações). Além disso, crenças negativas sobre a necessidade de controlar o pensamento pode levar a tentativas de suprimir pensamentos ou preocupações indesejadas, que normalmente tem um efeito paradoxal, aumentando a sua relevância e intensificando angústia emocional. Um segundo componente importante da metacognição para a compreensão de sofrimento emocional são os processos cognitivos que controlam e monitoram a cognição. Em particular, o modelo metacognitive sugere que o aumento da utilização da atenção seletiva para, e acompanhamento de, cognição leva a pensamentos e sentimentos indesejados se tornando mais saliente [4]. Uma meta-análise recente [5] concluiu que Metacognitive Therapy, que desafia as crenças metacognitivas, é uma intervenção eficaz para a ansiedade e transtornos depressivos. Tais resultados fornecem apoio claro para o valor ea importância do modelo metacognitivo para compreender a manutenção de sofrimento emocional. O Metacognitions Questionnaire (MCQ) foi desenvolvido pela Cartwright-Hatton e Wells [6] para explorar as dimensões metacognitivas que são centrais no modelo metacognitivo de transtorno emocional. O 65-item inicial, questionário (MCQ-65) consistiu em cinco sub-escalas com base na análise fatorial, três dos quais avaliar as crenças, incluindo: ‘

crenças positivas sobre a preocupação “

; ‘

crenças negativas sobre o perigo e incontrolabilidade de preocupação

‘; e ‘

crenças negativas sobre pensamentos em

geral “. Os restantes dois sub-escalas avaliar a tendência para se concentrar em eventos cognitivos, ‘

Cognitive autoconsciência

‘; e confiança em habilidades cognitivas, particularmente a memória ea atenção, ‘

confiança

cognitiva’. O MCQ-65 usa um de quatro pontos escala de resposta Likert: 1 (não concordo); 2 (concorde ligeiramente); 3 (concorde moderadamente); 4 (concordo muito)

No entanto, apesar de excelentes propriedades psicométricas (veja Wells [1] para uma revisão), a utilidade do MCQ-65 foi comprometido pelo seu comprimento.; consequentemente, uma versão mais curta de 30 itens foi desenvolvido [7]. Este MCQ-30 manteve a estrutura fatorial ea escala de resposta da medida mais longa, com seis itens selecionados para representar cada dimensão metacognitiva com base no maior carga fatorial e clareza artigo em estudos anteriores.

propriedades psicométricas iniciais de o MCQ-30 foram encontrados, em uma amostra de 182 alunos participantes e da comunidade, para ser muito semelhantes às da medida mais [7]. A consistência interna das subescalas variou de uma adequada 0,72 a 0,93 um excelente com confiabilidade teste-reteste adequado para quatro dos cinco sub-escalas (variando de r = 0,59 ‘

crenças negativas sobre a preocupação

‘ para r = 0,87 ‘

Cognitive autoconsciência

‘). análise fatorial confirmatória e exploratória confirmou um ajuste aceitável do modelo de cinco fator original com a maioria dos itens de carregar em seus fatores previstos, exceto no caso de ‘

necessidade de controlar pensamentos

“, onde apenas três dos seis itens carregados de forma significativa. Além disso, todas as cinco sub-escalas foram significativamente e positivamente correlacionada com medidas de preocupação (Penn State preocupe questionário PSWQ [8]) e ansiedade Traço (Stait – Inventário de Ansiedade Traço, IDATE [9]) com a sub-escala ‘

crenças negativas sobre preocupar

‘mostrando as associações mais fortes. Outros estudos já que avaliou as propriedades psicométricas do MCQ-30 em amostras de estudantes e comunidade mista no Reino Unido [10] e Turquia [11]. Em ambos os casos, a estrutura de cinco fator original foi replicado e correlações positivas demonstrado com medidas teoricamente adequados de preocupação (PSWQ), ansiedade e depressão.

Recentemente, o interesse tem crescido na aplicação do modelo metacognitivo para a compreensão de problemas emocionais em câncer [12], [13]. Thewes et al [13] usou o MCQ-30 para explorar pela primeira vez a associação de crenças metacognitivas com medo de recorrência do câncer (FCR) entre mulheres jovens com câncer de mama em estágio inicial. Eles descobriram que a sub-escala ‘

crenças negativas sobre a preocupação

‘ foi o mais altamente correlacionada com a FCR e que a pontuação total MCQ-30 foi responsável por 36% da variação no este resultado, levando-os a concluir que metacognitions mal adaptativas desempenham um papel importante no FCR. No entanto, é preciso tomar cuidado na interpretação desses resultados, porque sem testes psicométricos formal, nós ainda não sabemos como o MCQ-30 opera em uma população câncer.

Por conseguinte, o presente estudo tem como objetivo explorar pela primeira vez a validade do MCQ-30 em cancro. O objetivo principal é analisar se a estrutura do MCQ-30 5-fator estabelecida é válida nesta população e para investigar a consistência interna de seus sub-escalas. Um segundo objetivo é explorar se as associações teoricamente esperadas entre sub-escalas específicas do MCQ-30 e ansiedade e depressão demonstrado em pesquisas anteriores (Wells Cartwright-Hatton, 2004; Spada et al, 2008; Yilmaz et al, 2008) são replicado, proporcionando assim evidência de validade concorrente nesta população. Como a associação de crenças metacognitivas com problemas emocionais em câncer não havia sido investigado antes deste estudo, esta análise foi exploratória, com apenas um

a priori

hipótese: a de que a sub-escala ‘

crenças negativas sobre a preocupação

‘seria o principal preditor de variância, tanto ansiedade e depressão, como esta relação tem sido consistentemente documentado em saúde mental [1] saúde física [14] e populações de estudantes e da comunidade [10], [11].

Métodos

Ética declaração

Esta pesquisa foi aprovada de acordo com as diretrizes do Reino Unido, pela Comissão de NHS North West 5 de Ética em pesquisa (referência: 09 /H1010 /70). Não há conflitos de interesse a serem declarados.

Participantes

Os participantes foram recrutados a partir de pacientes, pelo menos, 18 anos de idade que frequentavam rotina clínicas de pré-tratamento em um hospital de ensino Serviço Nacional de Saúde (NHS), depois de receber um diagnóstico de cancro da mama não metastático primário ou cancro da próstata. Os pacientes foram excluídos se tivessem doença recorrente ou metastático, ou foram consideradas pela equipe clínica ou pesquisador para ser muito angustiado ou confuso para dar consentimento informado.

Medidas

O Metacognitions Questionário 30- ( MCQ-30) [7] avalia crenças e processos metacognitivos. É composto por cinco sub-escalas:

‘crenças positivas sobre a preocupação “

;

‘crenças negativas sobre a preocupação “

;

“confiança cognitiva ‘

;

‘Precisa de controlar os pensamentos dos

; e

‘Cognitive autoconsciência

. Para cada sub-escala, seis itens são pontuados 1-4, produzindo escores totais de 6 a 24. Altas pontuações indicam, respectivamente, as crenças mais positivos e negativos sobre a preocupação, a confiança reduzida na memória, maior crença na necessidade de controlar os pensamentos e um aumento tendência para a atenção auto-centrada. O MCQ-30 tem excelente consistência interna e boa convergente e validade preditiva em populações normais [7], [10], [11].

O Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) [15] foi usado para avaliar ansiedade e depressão. A HADS é uma medida bem estabelecida de sofrimento emocional desenvolvido especificamente para uso em populações fisicamente doente. Quatorze itens são pontuados em uma escala de 4 pontos produzindo dois subescala de 0-21 com pontuações mais altas indicando grande ansiedade ou depressão. A HADS foi extensivamente validado para uso no câncer [16], [17] e é uma das medidas mais amplamente empregado de ansiedade e depressão nesta população.

Procedimento

Os dados para neste estudo foram coletados como parte de um estudo prospectivo maior explorar a associação de crenças metacognitivas com sofrimento emocional após o cancro [18]. participantes adequados foram identificados pelos funcionários da clínica, que lhes deu cartas de recrutamento e fichas de informação para o estudo juntamente com suas cartas de nomeação para a rotina de consultas de pré-tratamento e explicou que a participação na pesquisa foi inteiramente voluntária. Quando pacientes atendidos na clínica, aqueles dispostos a ver o pesquisador foram dadas mais informações e pediu o consentimento por escrito. Os participantes foram convidados a preencher os questionários do estudo na clínica e foram dadas a escolha de (PC portátil) eletrônico ou formatos de papel. Aqueles que não puderem preencher os questionários na clínica tomou uma casa cópias (versão em papel) e devolvido pelo correio. Doze meses depois, os participantes foram enviados um segundo pacote de questionário que eles preenchido e devolvido pelo correio.

Análise de dados

Para explorar a validade do MCQ-30 ao longo do tempo e em diferentes circunstâncias, os dados foram analisados ​​separadamente para os dois momentos (pré-tratamento 12 meses mais tarde).

a validade construída da MCQ-30 foi avaliada primeiramente usando confirmação Análise factor (CFA) para testar o modelo de mensuração de cinco fatores publicada . Como o objetivo principal deste estudo foi avaliar a validade, em vez de conseguir o melhor ajuste possível do modelo, foi tomada a decisão de não fazer pequenas modificações para o modelo com base nos dados (a menos fortemente apoiada pela teoria) como tais modificações muitas vezes apenas refletem idiossincrática características da amostra [19]. Em vez disso, Análise Exploratória de Factor (EFA) foi usado para explorar se um modelo alternativo seria mais adequado para esta amostra. Ambos os conjuntos de análises (CFA e EFA), foram realizados em Mplus versão 6.12 [20], usando a robusta ponderada estimador de mínimos quadrados (WLSMV [21], [22]) recomendado para dados categóricos ordinais [23]. A EFA testados modelos até e incluindo uma estrutura de cinco fator sem ditar onde os itens devem carregar. Como estudos anteriores identificaram MCQ-30 subescalas como inter-relacionada, uma rotação oblíqua (Geomin) foi utilizado para estabelecer o padrão ideal de cargas de itens. Para ambas as análises (CFA EFA), adequação do ajuste do modelo foi avaliada com base em dois índices de ajuste elementares: o comparativo Fit Index (CFI); eo Índice de Tucker-Lewis Fit (TLI), com valores próximos a 0,95, indicando um modelo bem ajustada [24], e dois índices desajuste absolutos: a raiz quadrada média do erro de aproximação (RMSEA) com valores 0,05, indicando boa caber e 0.5- .08 ajuste adequado [25]; e o Root Mean Square ponderada residual (WRMR) com valores de menos do que 0,95, indicando bom ajuste [26]. Para o EFA o Padrão de raiz significa foi usada Square (SRMR), em vez do WRMR, com valores 0,05, indicando bom ajuste. Inter-correlações entre os cinco fatores latentes do modelo publicados foram examinados e a consistência interna de cada sub-escala, avaliada por meio do alfa de Cronbach.

A validade concorrente do MCQ-30 foi então avaliada (em cada ponto temporal) através do ajuste os dados para um modelo estrutural em que as variáveis ​​latentes para a ansiedade e depressão (cada um indicado por seus sete HADS itens constituintes), foram regrediu para os MCQ-30 fatores. Adequação do ajuste do modelo foi novamente avaliado utilizando os índices de ajuste descritos acima. Como os MCQ-30 e HADS sub-escalas não foram distribuídos normalmente e a amostra do estudo relativamente pequeno, técnicas de bootstrapping foram usadas para testar a robustez dos resultados.

Resultados

As características da amostra para os participantes cada ponto de tempo são apresentados na Tabela 1.

fatorial Estrutura

análise do modelo de cinco fatores MCQ-30 fatorial confirmatória mostrou geral um ajuste marginal adequada do modelo aos dados em a avaliação de pré-tratamento: χ

2 (395) = 787,448. p . 01, RMSEA = 0,066 (IC 90% = 0,059-0,073), CFI = 0,91, TLI = 0,90, WRMR = 1.218.

A análise fatorial exploratória que, ao contrário CFA, não ditar onde itens devem carregar, confirmou que uma solução de cinco fatores, no entanto, desde que o melhor modelo. Além disso, os índices de ajuste (χ

2 (295) = 439,692 P . .001, RMSEA = 0,046 (IC 90% = 0,037-0,055), CFI = 0,97, TLI = .95, SRMR = 0,046) em conjunto, indicam um bom ajuste do modelo aos dados. Como mostrado na Tabela 2, todos os itens carregados 0,4 sobre os seus factores esperados [7]. No entanto, como os itens foram autorizados a carregar livremente através quaisquer fatores, foram observadas pequenas discrepâncias entre a solução EFA derivado eo modelo de fator publicada cinco. Especificamente, dois itens, MCQ3 e MCQ13, teve sua maior carga em outros do que os esperados fatores. Item MCQ3 carregados a mais em ‘

crenças negativas sobre a preocupação

‘ (F1) do que em seu fator esperado – ‘

Cognitive autoconsciência

‘ (F4). Item MCQ13 tinha cargas equivalentes de ambos os fatores esperados – ‘

necessidade de controle sobre os pensamentos

‘ (F5) – e ‘

Cognitive autoconsciência

‘ (F4). Dois outros itens (MCQ5 MCQ29) também demonstraram significativas ( 0,4). cruzadas embora cargas, tanto para a carga mais elevada manteve-se consistente com a estrutura factor de publicada

No seguimento 12 meses -se, CFA indicou uma adaptação adequada dos dados para o modelo de cinco fatores publicada: χ

2 (395) = 684,184. p . 01, RMSEA = 0,060 (IC 90% = ,053-,068, (p RMSEA 0,05. 0,015), CFI = 0,95, TLI = .95, WRMR = 1,048 Portanto, nenhuma análise fatorial exploratória foi realizada.

a média e desvios padrões dos cinco MCQ-30 subescalas e as correlações entre as cinco variáveis ​​latentes (solução padronizada CFA) em ambos os pontos de tempo são apresentados na Tabela 3. A consistência interna das subescalas foi avaliada utilizando Cronbach alfa (Tabela 3) e variou 0,73-0,89 pré-tratamento e 0,79-0,91 a 12 meses de acompanhamento, indicando adequada a excelente consistência interna. em ambos os pontos de tempo a subescala com o menor coeficiente alfa era ‘

necessidade de controle

‘.

a validade convergente

o modelo hipotético da relação entre crenças metacognitivas (usando da estrutura fatorial publicada-30 MCQ) e ansiedade concorrente e depressão é mostrada na Figura 1. em geral, os índices de ajuste para este SEM variável latente (ver Tabela 4) indicou uma forma aceitável do modelo. em ambos os pontos de tempo, ‘

crenças negativas sobre preocupação

‘ variância explicada significativa em ansiedade e depressão e, como hipótese, foi o mais forte de todos os preditores. ‘

crenças positivas sobre a preocupação

‘ também explicou variância na ansiedade em ambos os momentos, mas não depressão. Na época de ponto-de pré-tratamento

‘Need for o controle sobre os pensamentos dos

foi associada com menos sintomas de ansiedade, embora esta associação caiu pouco menos de significativa (p = 0,057), no seguimento de doze meses acima. Não houve relação significativa entre ‘

confiança

Cognitiva’ ou

‘auto-consciência cognitiva’ Comprar e ansiedade ou depressão em cada ponto de tempo.

NB. Retângulos indicam variáveis ​​observadas em MCQ-30 (MCQ) ou HADS (H); elipses indicam fatores latentes. fatores latentes:

crenças positivas sobre a preocupação

(POS);

crenças negativas sobre a preocupação

(NEG);

Cognitive confiança

(CC);

necessidade de controlar pensamentos

(NC);

Cognitiva Auto-consciência

(CSC); HADS Ansiedade (HADS-A); HADS Depressão (HADS-D). Os números mostram coeficientes padronizados de caminho e sua importância no pré-tratamento e (entre parênteses) 12 meses de follow-up. Os erros não mostrado;

*** p 0,001

** p 0,01

* p 0,05

Discussão

O presente estudo fornece a primeira evidência para apoiar a estrutura da MCQ-30 [7] como válido e replicável em uma população cancro cinco factor de publicada. Embora no ponto de tempo de pré-tratamento CFA mostrou apenas uma adaptação marginal, subsequente EFA confirmado que uma solução de cinco factor ainda não proporcionou a melhor solução. O melhor ajuste observado para o EFA sobre o CFA foi o resultado de itens que estão sendo autorizados a carregar livremente em qualquer um dos fatores. No entanto, todos os itens ainda carregado em seus fatores esperados com apenas ligeiras discrepâncias entre os dois modelos. Aos 12 meses de follow-up, ajuste era aceitável e comparável ao relatado pelos desenvolvedores da medida [7]. Não está claro por que o ajuste deve ser ligeiramente melhor no 12 meses de follow-up. O modo de administração diferente entre os dois pontos de tempo com avaliações pré-tratamento em grande parte a ser realizados em PCs de mão, enquanto 12 meses de acompanhamento foram preenchidos em papel. Melhor ajuste no follow-up poderia, portanto, surgem porque o procedimento para esta avaliação é mais perto de como os questionários foram administrados durante os estudos prévios de validação. Da mesma forma, a melhora observada no ajuste poderia ser em parte devido ao momento das avaliações em que a avaliação de pré-tratamento foi realizado em relativamente pouco tempo após o diagnóstico, durante um período que é clinicamente ocupado e muitas vezes emocionalmente turbulento. Em contraste, os doze meses de follow-up para a maioria é provável que seja um tempo mais estável, ao menos clinicamente. No entanto, tomados em conjunto, estes resultados CFA e EFA sugerem que a estabelecida cinco estrutura fatorial da MCQ-30 é válido para uso em uma população de câncer e que permanece válido em um ano pós-diagnóstico e evolução das circunstâncias doença /tratamento. Além disso, os resultados indicam que as sub-escalas possuem boa consistência interna comparáveis ​​aos encontrados em estudos anteriores [7], [10], [11]

Dois itens (MCQ3 MCQ13). Teve sua maior carga em um factor diferente da esperada. No entanto, apenas um deles carregado maior sobre esse fator; Item MCQ3 ( ‘Eu acho que muito sobre os meus pensamentos “) teve seu maior carregamento no’

crenças positivas sobre a preocupação

” em vez de o fator esperado ‘

Cognitive autoconsciência

‘. Ambos os itens também foram encontrados para cross-carga sobre diferentes fatores anteriormente [11], embora, nesse estudo, o item MCQ3 carregado 0,4 em ‘

crenças negativas sobre a preocupação

‘ não na ‘

crenças positivas sobre a preocupação

‘como no presente estudo.

a evidência preliminar de validade convergente da medida é fornecida pelo modelo de equações estruturais da relação dos MCQ-30 fatores latentes com ansiedade e depressão. Como hipótese, e como mostrado anteriormente na área da saúde mental, saúde física, populações de estudantes e da comunidade, ‘

crenças negativas sobre a preocupação

‘ foi o mais forte preditor de ambos ansiedade ([7], [10], [11] , [14] e depressão [10], [11]. Além disso, ‘

crenças positivas sobre a preocupação

‘ previu ansiedade em ambos os momentos. no entanto, em contraste, ‘

necessidade de controle sobre os pensamentos

‘foi negativamente relacionado com a ansiedade pelo pré-tratamento, embora essa relação foi marginalmente não-significante aos doze meses de follow-up. Isto sugere que os participantes com menor convicção sobre a necessidade de controlar a sua experiência de pensamento maior ansiedade. Tais achados são inesperados como estudos anteriores em saúde mental, as amostras de estudantes e da comunidade indicaram que uma maior crença na necessidade de controlar os pensamentos, predizer maior ao invés de níveis mais baixos de ansiedade. este resultado pode indicar uma diferença entre esta e as populações de saúde mental, estudantes e da comunidade previamente estudadas . no entanto, a continuação dos trabalhos seriam necessárias para determinar se esta é uma verdadeira diferença população ou apenas um artefacto dos presentes dados.

é importante notar que, pelos padrões de equações estruturais, o estudo utilizou um pequeno dimensão da amostra, o que pode reduzir a estabilidade dos resultados. Consequentemente, é necessário mais trabalho para determinar se o item diferencial aparente funcionamento e padrões observados de associações representam diferenças populacionais real ou são idiossincráticos a este conjunto de dados. Além disso, como apenas os pacientes da mama e cancro da próstata foram incluídos no estudo, continua a ser importante para explorar se resultados do estudo podem ser replicados em diferentes diagnósticos de câncer.

Em resumo, o estudo atual fornece a evidência inicial de que o estabelecido estrutura de cinco factor da MCQ-30 é válido para uso no cancro e uma população que as subescalas possuem boa consistência interna. crenças positivas e negativas sobre a preocupação foram associados com ansiedade e depressão concorrente como esperado, embora a relação negativa da ansiedade com ‘

necessidade de controle sobre os pensamentos

‘ é inesperado e, portanto, intrigante. Apesar das limitações discutidas acima podemos concluir deste estudo que, a MCQ-30 é uma medida suficientemente válido para avaliar crenças e processos metacognitivos em populações de mama ou câncer de próstata, no primeiro ano após o diagnóstico.

Reconhecimentos

Estamos gratos agradecer a equipe e os pacientes da Royal Liverpool Universidade Broadgreen NHS Hospital Confiança de apoio a este estudo.

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