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Vol. 47. Núm. 4.
Páginas 184-189 (Abril 2011)
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Vol. 47. Núm. 4.
Páginas 184-189 (Abril 2011)
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DOI: 10.1016/j.arbres.2010.11.006
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Fiabilidad y validez de una versión corta de la escala de medida de la ansiedad STAI en pacientes respiratorios
Reliability and Validity of a Short Version of the STAI Anxiety Measurement Scale in Respiratory Patients
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Juana Perpiñá-Galvaña,??
Autor para correspondencia
juana.perpina@ua.es

Autor para correspondencia.
, Miguel Richart-Martínezb, María José Cabañero-Martínezc
a Máster en Enfermería, Departamento de Enfermería, Universidad de Alicante, Alicante, España
b Doctor en Psicología, Departamento de Enfermería, Universidad de Alicante, Alicante, España
c Doctor en Enfermería, Departamento de Enfermería, Universidad de Alicante, Alicante, España
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Tablas (4)
Tabla 1. Descripción de la muestra del estudio
Tabla 2. Análisis descriptivo de la escala de 7 ítems: media y efecto techo/suelo de los ítems
Tabla 3. Análisis de fiabilidad de la escala de 7 ítems
Tabla 4. Análisis de los componentes principales: matriz de componentes rotados
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Resumen
Antecedentes

Existe comorbilidad entre enfermedad respiratoria y ansiedad. Para medir la ansiedad en pacientes hospitalizados es necesario usar cuestionarios fiables, válidos, y preferiblemente, cortos.

Objetivo

Analizar la fiabilidad y validez de una versión corta de la escala de medida de la ansiedad STAI en pacientes respiratorios.

Pacientes y método

Se seleccionó una muestra no probabilística y no consecutiva de 103 pacientes con enfermedad respiratoria ingresados en la planta de neumología entre febrero de 2009 y febrero de 2010. Se administraron dos cuestionarios: la adaptación española de la subescala estado del Cuestionario de Ansiedad Estado-Rasgo (STAI) y una versión corta del mismo instrumento de 7 ítems. También se recogieron variables sociodemográficas y clínicas de los pacientes. Se analizó la consistencia interna y la validez convergente y de constructo de la escala corta

Resultados

La escala corta no tiene efecto techo/suelo, el α-Cronbach es aceptable (0,89), correlaciona positivamente con la escala original (r=0,90; p=0,01) y mantiene la estructura factorial de esta última (mitad de ítems de ansiedad presente y la otra mitad de ansiedad ausente).

Conclusiones

La versión corta del STAI estado muestra buenas propiedades métricas en pacientes respiratorios hospitalizados.

Palabras clave:
Ansiedad
Cuestionario de ansiedad estado-rasgo
STAI
Fiabilidad
Validez
Pacientes respiratorios
Abstract
Background

There is comorbidity between respiratory disease and anxiety. In order to measure the anxiety of hospitalized patients it is necessary to use reliable and valid, andpreferably short questionnaires.

Objective

To analyze the reliability and validity of a shortened version of the state subscale of the “State-Trait Anxiety Inventory (STAI)” in respiratory patients.

Patients and methods

A total of 103 respiratory patients admitted to the respiratory ward between February of 2009 and February of 2010 were non-consecutively selected. They answered two questionnaires: the Spanish version of the STAI-state and a short version consisting of 7 items. Sociodemographic and clinical variables of the patients were also obtained. The internal consistency, and convergent and construct validity of the short scale were analyzed.

Results

The short scale did not have floor/ceiling effect, the α-Cronbach was acceptable (0.89), and correlated positively (r=0.90; P=.01) and also maintained the factorial structure of the original scale (half anxiety-present items and half anxiety-absent items).

Conclusions

The short version of the state subscale of the STAI has showed good metric properties in hospitalized respiratory patients.

Keywords:
Anxiety
State-trait anxiety inventory
STAI
Reliability
Validity
Respiratory patients
Texto completo
Introducción

La enfermedad respiratoria tiene múltiples comorbilidades, entre las que destacan los trastornos de ansiedad1. Aunque hay estudios desarrollados en pacientes respiratorios en los que se informa de un nivel de ansiedad dentro del rango normal2 o bajos porcentajes de ansiedad significativa3, la mayoría de investigaciones evidencian mayores niveles de ansiedad en pacientes que sufren EPOC y asma, que en la población general4,5, así como en pacientes con otras patologías crónicas6,7. También se ha encontrado en pacientes con enfermedades respiratorias obstructivas, asociaciones entre ansiedad y manifestar síntomas respiratorios (ahogo, disnea, síndrome de hiperventilación)8–11, recaídas12, percepción de salud pobre13, rehospitalización14 y una peor calidad de vida15,16.

A pesar de la evidente relación entre ansiedad y enfermedad respiratoria, los trastornos de ansiedad son infratratados en pacientes respiratorios (entre un 6,5-31%)17,18, lo que conduce a un peor cumplimiento del tratamiento médico, aumento de la frecuencia de ingresos y de la estancia hospitalaria y un incremento del número de consultas de Atención Primaria7. Este infratratamiento está relacionado con diversas barreras con las que se encuentra el profesional sanitario para detectar y manejar la ansiedad, entre las que destacan la falta de protocolos estandarizados para el diagnóstico de este trastorno, una pobre utilización de los instrumentos de valoración, la falta de confianza y destreza a la hora de realizar valoraciones psicológicas y la falta de tiempo7.

Sin embargo, son muchos los investigadores que piensan que una evaluación sistemática de posibles desórdenes psicológicos como la ansiedad y la depresión debería formar parte del manejo de la enfermedad respiratoria6,13,17,18. Incluso se ha sugerido la conveniencia de categorizar a los pacientes con un determinado perfil psicológico porque pueden requerir más cuidados6. Sin embargo, no existe consenso sobre el método más apropiado de valoración.

Las características más importantes de un instrumento de medida son la fiabilidad y la validez19, pero en el entorno hospitalario la aplicabilidad del instrumento adquiere especial relevancia. En pacientes hospitalizados es aconsejable el uso de cuestionarios breves por al menos, dos razones. La primera es que los cuestionarios no deben suponer una carga excesiva para el respondiente, ya que éste, por la gravedad de la enfermedad, puede tener disminuidas sus capacidades mental y física para comprender y completar cuestionarios largos20,21; la segunda está relacionada con el escaso tiempo de que se dispone en el ambiente hospitalario para realizar valoraciones psicológicas7.

Los instrumentos de valoración del estado de ansiedad más utilizados en pacientes respiratorios son: the State Trait Anxiety Inventory –STAI– (subescala de estado con 20 ítems)2,3,6,10,11,15, the Hospital Anxiety and Depression Scale –HADS– (subescala de ansiedad con 7 ítems)8,12–14 y, algo menos utilizado, the Beck Anxiety Inventory –BAI– (21 ítems)18. Aunque todos ellos tienen buenas propiedades psicométricas en diversas poblaciones20, ninguno ha sido adaptado para su aplicación en pacientes respiratorios. Entre los dos instrumentos más utilizados en estos pacientes, el STAI y la HAD; la HAD aunque ya ha sido adaptada en nuestro país, ha sido diseñada para el ámbito hospitalario por lo que no permite comparaciones con muestras de sujetos no hospitalizados. El STAI por el contrario, es un instrumento genérico probado en multitud de poblaciones y también ha sido adaptado en nuestro país, pero resulta demasiado largo, aumentando mucho la carga para el respondiente. Esto ha hecho que se hayan desarrollado a nivel internacional versiones más cortas del STAI que reducen la carga y permiten comparar muestras diferentes. Estas versiones cortas no han sido adaptadas en nuestro país, por lo que el objetivo de este estudio es analizar la fiabilidad y la validez de una versión corta de la subescala estado del Cuestionario de Ansiedad Estado-Rasgo (STAI), en pacientes respiratorios ingresados en unidades de hospitalización.

Pacientes y métodosDiseño y muestra

La población de estudio fueron los pacientes con enfermedad respiratoria ingresados en la planta de Neumología de dos hospitales de la provincia de Alicante: el Hospital General Universitario de Alicante y el Hospital General Universitario de Elche. Se excluyeron pacientes cuyo diagnóstico médico principal no fuera una patología respiratoria, pacientes con un estado cognitivo que no permitiera comprender los enunciados del cuestionario y pacientes con trastornos neurológicos. Para calcular el tamaño de la muestra se atendió a la recomendación seguida en los estudios instrumentales de considerar 10 pacientes por el número de ítems del cuestionario a evaluar22. A priori hipotetizamos que tanto el diagnóstico médico principal como la duración de la estancia hospitalaria en el momento de la administración del cuestionario, son variables que pueden influir en el nivel de ansiedad de la muestra. Por ello, se seleccionó una muestra no probabilística y no consecutiva de pacientes que incluyera tanto pacientes con enfermedades prevalentes (enfermedad pulmonar obstructiva crónica, asma, neumonía, insuficiencia respiratoria aguda) como con enfermedades menos prevalentes (tromboembolismo pulmonar, hipertensión pulmonar, fibrosis). También se trató de conseguir similares porcentajes de pacientes con una estancia hospitalaria de corta, media y larga duración en el momento de la administración del cuestionario. La recogida de datos se realizó a partir de febrero de 2009 y se seleccionaron 103 pacientes que cumplían los criterios de inclusión. Se obtuvo la autorización de los comités de investigación de ambos hospitales. Todos los sujetos participaron de forma voluntaria, dando su consentimiento verbalmente.

Instrumentos

Se administraron dos cuestionarios: la adaptación española de la subescala estado del Cuestionario de Ansiedad Estado-Rasgo (STAI) de Spielberger (STAI-e)23 y una versión corta del mismo instrumento (7 ítems).

El STAI-e es un cuestionario autoadministrable que evalúa la ansiedad como estado. Fue adaptado por TEA Ediciones en 1982; consta de 20 ítems y las posibles respuestas varían, en una escala likert de cuatro puntos, entre 0=nada y 3=mucho. La puntuación final puede variar entre 0 y 60 puntos.

De las dos versiones cortas encontradas del STAI-e, la de Marteau & Bekker24 y la de Chlan et al25, esta última ha sido la única desarrollada en pacientes, en concreto a pacientes sometidos a ventilación mecánica invasiva (VMI). Un estudio previo26, realizado por los autores de este trabajo, concluyó que la versión corta desarrollada por Chlan, mostraba una adecuada validez de contenido para pacientes españoles sometidos a VMI, aunque el ítem número 1 de la escala original («me siento calmado») fue seleccionado por los pacientes como más significativo para describir su estado emocional que el ítem número 17 (“Estoy preocupado”), propuesto por Chlan.

La versión corta del STAI-e utilizada en el presente estudio consta de 7 ítems y corresponde a la versión corta de 6 ítems desarrollada por Chlan25, más el ítem número 1 de la escala original.

El cuestionario de recogida de datos incluía, además de las dos versiones del STAI, variables sociodemográficas (edad, sexo, estado civil, nivel de estudios) y clínicas (diagnóstico médico, antecedentes de trastornos psicológico y número de días de estancia en el hospital). También se recogió la forma de respuesta.

Procedimiento

Pese a que en los estudios instrumentales se recomienda balancear el orden de la administración de los cuestionarios para evitar el efecto de orden27, decidimos que todos los sujetos cumplimentaran en primer lugar la versión corta, y a continuación, la versión completa, para mantener su motivación. En ningún caso se balanceó el orden de administración de las dos versiones. Los entrevistadores fueron un enfermero de cada planta de Neumología, quienes siguieron las recomendaciones del manual de instrucciones del STAI, solicitando a los pacientes que respondieran a las preguntas según se sintieran en ese preciso momento (ansiedad- estado). A los pacientes se les dió la opción de autocumplimentar el cuestionario o recibir la ayuda del entrevistador (éste leía y anotaba la respuesta que daba el paciente).

Análisis de datos

Se realizó un análisis descriptivo de los ítems, hallando la media, desviación típica y los efectos suelo y techo de cada ítem y del total de la escala. Se examinó la fiabilidad por consistencia interna mediante el α de Cronbach, α corregido y la correlación elemento-total corregida. El tipo de validez analizada fue la convergente a través del coeficiente de correlación de Pearson con la escala original, y la validez de constructo se examinó mediante un análisis factorial con rotación varimax. Mediante la prueba de Kruskal-Wallis se analizó la influencia de la forma de respuesta sobre el nivel de ansiedad. Los cálculos se realizaron con la versión 14 del programa SPSS.

Resultados

La tabla 1 muestra las características demográficas y clínicas de los pacientes que participaron en el estudio.

Tabla 1.

Descripción de la muestra del estudio

Muestra  (n=103) 
Edad, media (SD)  64,44 (16,31); Rango: 22-93 
Sexo, n (%)   
Hombres  62 (60,2) 
Mujeres  41 (39,8) 
Estado civil, n (%)   
Soltero  7 (6,8) 
Casado/vive en pareja  70 (68,0) 
Separado  4 (3,9) 
Viudo  22 (21,4) 
Nivel de estudios, n (%)   
No sabe leer y escribir  9 (8,7) 
Estudios primarios  70 (68,0) 
Bachillerato/formación profesional  16 (15,5) 
Estudios universitarios  8 (7,8) 
Diagnóstico médico, n (%)   
Enfermedad pulmonar obstructiva crónica  25 (24,3) 
Asma  4 (3,9) 
Infección respiratoria: neumonía, tuberculosis  24 (23,3) 
Insuficiencia respiratoria aguda  30 (29,1) 
Nódulo pulmonar  3 (2,9) 
Otros: hemoptisis, tromboembolismo pulmonar, derrame pleural, hipertensión pulmonar, fibrosis  17 (16,5) 
Otras patologías asociadas, n (%)   
Ninguna  58 (56,3) 
Patología cardiovascular  14 (13,6) 
Post-cirugía  1 (1,0) 
Patología renal  1 (1,0) 
Cáncer  2 (1,9) 
Diabetes  2 (1,9) 
Otras: dislipemia, obesidad  10 (9,7) 
Dos o más de las anteriores  15 (14,6) 
Antecedentes de trastornos psicológicos, n (%)
Sí  7 (6,8) 
No  96 (93,2) 
N.° días hospitalización cuando se cumplimenta el cuestionario, n (%)
Entre 1-3 días  23 (22,3) 
Entre 4-6 días  21 (20,4) 
Entre 7-9 días  24 (23,3) 
Entre 10-12 días  12 (11,7) 
Más de 12 días  20 (19,4) 
Existencia de ingresos hospitalarios previos, n (%)
Sí  72 (69,9) 
No  31 (30,1) 
Forma de respuesta, n (%)   
Autocumplimentación  17 (16,5) 
El entrevistador lee y anota  82 (79,6) 
Otras  4 (3,9) 
Dificultades encontradas, n (%)   
Ninguna  63 (61,2) 
En comprensión explicaciones  11 (10,7) 
En comprensión ítems  28 (27,2) 
Otras  1 (1,0) 

En cuanto al desempeño de los ítems, la tabla 2 muestra la posición que ocupan los ítems dentro de la escala de respuesta (x¯; SD) y los efectos suelo y techo tanto de los 7 ítems de la versión corta como de los mismos ítems extraídos de la escala de 20 ítems. En general, la puntuación media de cada uno de los ítems de la escala corta es similar a la que estos ítems obtienen cuando se presentan dentro de la escala de 20 ítems. Tanto en la escala corta como en la de 20 ítems, todos los ítems negativos o de ansiedad ausente (1, 5, 10, 20) muestran efecto techo (porcentajes>15% que es el valor de referencia28), mientras que los ítems afirmativos o de ansiedad presente (9, 12, 17) tienen efecto suelo (porcentajes>15% o valor de referencia28). Destaca el ítem 9 con un efecto suelo mayor del 60%.

Tabla 2.

Análisis descriptivo de la escala de 7 ítems: media y efecto techo/suelo de los ítems

  Ítem 1Ítem 5Ítem 9Ítem 10Ítem 12Ítem 17Ítem 20
  CalmadoCómodoAngustiadoConfortableNerviosoPreocupadoMe siento bien
Escala  Corta*  Larga  Corta  Larga  Corta  Larga  Corta  Larga  Corta  Larga  Corta  Larga  Corta  Larga 
Media (SD)  1,97 (0,82)  1,95 (0,86)  2,17 (0,83)  2,09 (0,81)  0,49 (0,73)  0,54 (0,82)  1,98 (0,77)  1,98 (0,77)  0,79 (0,90)  0,83 (0,86)  1,05 (0,95)  1,06 (1,0)  2,02 (0,77)  1,96 (0,86) 
Nada (%)  4,9  5,8  3,9  4,9  62,1  63,1  3,9  4,9  45,6  41,6  35,0  37,9  2,9  4,9 
Algo (%)  20,4  22,3  15,5  14,6  31,1  23,3  19,4  16,5  37,9  38,6  33,0  28,2  20,4  24,3 
Bastante (%)  47,6  42,7  40,8  47,6  2,9  9,7  51,5  54,4  8,7  14,9  24,3  24,3  48,5  40,8 
Mucho (%)  27,2  29,1  39,8  33,0  3,9  3,9  25,2  24,3  7,8  5,0  7,8  9,7  28,2  30,1 
*

La escala corta es la de 7 ítems. La escala larga se refiere a los mismos 7 ítems pero extraídos de la escala original.

La escala corta en su conjunto como índice no muestra efectos suelo y techo, ya que el número de respondientes que obtienen las mayores o menores puntuaciones posibles no supera el 6%.

Fiabilidad

La versión reducida muestra un α de Cronbach de 0,83, que es algo menor al que obtiene la escala de 20 ítems (0,89). Las correlaciones de cada ítem con la puntuación total del cuestionario son altas en todos los casos (tabla 3). No hay grandes diferencias en la correlación de los ítems 1 y 17 con el total de la escala. El α corregido si se elimina el elemento no es inferior a 0,79 en ningún caso.

Tabla 3.

Análisis de fiabilidad de la escala de 7 ítems

    Ítem 1  Ítem 5  Ítem 9  Ítem 10  Ítem 12  Ítem 17  Ítem 20 
Alfa de Cronbach  0,83               
Correlación elemento-total corregida    0,66  0,60  0,60  0,58  0,56  0,54  0,52 
α si se elimina el elemento    0,79  0,80  0,80  0,81  0,81  0,81  0,81 
Validez

La escala corta correlaciona positivamente con la de 20 ítems: coeficiente de correlación de pearson r=0,89 (p=0,01). Si correlacionamos la escala corta con el subconjunto de los mismos 7 ítems extraídos de la escala de 20 ítems, el coeficiente de correlación de Pearson es de r=0,90 (p=0,01).

El análisis factorial con rotación varimax de la escala de 7 ítems, extrajo mediante el análisis de los componentes principales 2 factores que explican el 65,8% de la varianza. Estos factores dependen del formato de respuesta y no del constructo. La tabla 4 muestra la matriz de los componentes rotados, con la carga de los 7 ítems sobre cada factor. Tres ítems saturan alto en el factor 1, y 3 ítems saturan alto en el factor 2. El ítem 1 satura por igual en ambos factores.

Tabla 4.

Análisis de los componentes principales: matriz de componentes rotados

Ítem  Factor 1Ansiedad ausente  Factor 2Ansiedad presente 
Ansiedad ausente     
1. Calmado  0,57  0,53 
5. Cómodo  0,87  0,15 
10. Confortable  0,66  0,33 
20. Me siento bien  0,79  0,12 
Ansiedad presente     
9. Angustiado  0,15  0,86 
12. Nervioso  0,13  0,85 
17. Preocupado  0,35  0,60 

No se encontraron diferencias significativas en el nivel de ansiedad según la forma de respuesta utilizada (p=0,65).

Discusión

Los resultados obtenidos han mostrado que la versión corta del STAI-estado tiene buenas propiedades métricas en pacientes respiratorios ingresados en unidades de hospitalización.

Aunque ninguna de las escalas (original o corta) tiene efectos de suelo y techo, llama la atención que aparezca efecto suelo o techo en todos los ítems. Cerca de un tercio de los pacientes (n=103) eligen la opción más extrema (mucho) en los ítems que indican ausencia de ansiedad (me siento calmado, cómodo, confortable, bien). Por otro lado, aproximadamente la mitad de los pacientes (n=103) eligen como opción de respuesta el otro extremo de la escala (nada) ante ítems que indican presencia de ansiedad (me siento angustiado, nervioso, preocupado).

Pensamos que esta tendencia a contestar las opciones extremas de la escala de respuesta puede obedecer a tres posibles razones:

  • 1.

    El paciente realmente se encuentra seguro y protegido en el hospital29 y/o ya se ha adaptado al medio30.

  • 2.

    El paciente responde de acuerdo a las expectativas del entrevistador (efecto Rosenthal)31 que es, a la vez, el enfermero responsable de su cuidado.

  • 3.

    El efecto de determinados fármacos (ansiolíticos, antidepresivos, betabloqueantes, etc.) sobre el sistema nervioso del paciente, pero que en este estudio no se ha valorado.

La escala de 20 ítems ha obtenido valores de α similares a los informados en otras poblaciones24,25,32. La escala de 7 ítems ha obtenido valores de consistencia interna elevados, aunque menores que los de la escala original, lo que podría explicarse por la reducción de los ítems. Estos valores son similares a los obtenidos en estudiantes24 y en pacientes con VMI25.

Las correlaciones de cada ítem con el total de la escala son altas en todos los casos, por lo que todos los ítems pueden formar parte de la escala. Las diferencias entre los valores de correlación de los ítems 1 y 17 son irrelevantes en términos estadísticos, por lo que ambos son pertinentes para formar parte de la escala. El α corregido al eliminar uno de los ítems se mantiene por encima de los estándares recomendados (> 0,70)33, por lo que la sustitución del ítem 1 por el 17 o viceversa mantendría una aceptable consistencia interna en la escala.

La escala corta correlaciona positivamente con la original. Estas evidencias de validez convergente responden a las relaciones esperadas entre ambas, aunque estudios similares han encontrado correlaciones algo superiores24,25. Mantener una alta correlación con una escala estandarizada a nivel internacional como el STAI-e20, permite utilizar la escala corta con garantía. Otra evidencia de validez es la alta correlación encontrada entre la escala corta y esos mismos 7 ítems extraídos de la escala completa.

El análisis factorial de la escala extrajo 2 factores que explicaban más del 65% de la varianza, en concordancia con el modelo obtenido por Chlan25. Al interpretar los factores, y dado que todos están midiendo el mismo rasgo (la ansiedad), observamos una varianza sistemática debida al método: los ítems que indican ausencia de ansiedad constituyen el primer factor y los que indican presencia de ansiedad conforman el segundo factor.

Cabe resaltar el comportamiento del ítem 1 («me siento calmado») que satura igual en ambos factores, cuando debería saturar alto en el factor 1 (ansiedad ausente). Este comportamiento hace pensar que este ítem no funciona bien. Como, además, el objetivo final del estudio es crear una escala reducida, que resulte menos pesada y sea equivalente al instrumento original de 20 ítems, es bueno que sea fiel a la estructura factorial subyacente (mismo número de ítems de ansiedad presente que de ansiedad ausente), por lo que pensamos que lo más pertinente sería suprimir el ítem 1, y mantener el 17, esto es, utilizar los mismos ítems que Chlan25, para poder seguir manteniendo una escala equilibrada con 3 ítems positivos y 3 negativos.

De igual forma que en otros estudios21,34, la mayoría de pacientes prefirieron ser ayudados por el entrevistador para responder al cuestionario, pero la forma de respuesta utilizada no influyó en el nivel de ansiedad de los pacientes.

Entre las limitaciones del estudio cabe señalar el efecto de orden producido en la administración de la escala corta sobre la larga, lo que puede haber aumentado la correlación entre las escalas.

Los resultados obtenidos permiten concluir que la versión corta del STAI-e de Spielberger de 6 ítems, desarrollada por Chlan25, muestra buenas propiedades métricas en pacientes respiratorios hospitalizados.

Para completar el análisis de las propiedades métricas de la escala, sería recomendable examinar otros criterios de calidad de los cuestionarios de estado de salud28,35: la sensibilidad al cambio y la interpretabilidad, ambos aspectos muy relevantes para el uso del cuestionario en la clínica, lo que pondría a disposición del profesional la información necesaria para su utilización e interpretación.

Otro aspecto de especial interés consistiría en analizar el comportamiento de la escala corta en distintas muestras de pacientes respiratorios y en distintos contextos, examinando distintas variables clínicas que pudieran influir en el estado de ansiedad del paciente. Ello aportaría más evidencias de validez de la escala.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

Agradecimientos

Gracias a José Luis Giménez-Tébar y Antonio Vicente Valero-Marco, por su participación en la recogida de datos. Gracias especiales a todos los pacientes que participaron voluntariamente en este trabajo.

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Este estudio ha sido financiado por el Ministerio de Sanidad y Consumo, dentro de la convocatoria de ayudas para la realización de estudios de investigaciones sobre evaluación de tecnologías sanitarias e investigación en servicios de salud (expediente PI06/90476-90492).

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