Introdução
Nas últimas três décadas, a depressão tem se configurado como um grave problema de saúde coletiva, considerada um dos transtornos emocionais mais prevalentes. A Organização Mundial de Saúde (OMS), em seu Relatório sobre a Saúde no Mundo em 2001, conferiu à depressão o quarto lugar entre as vinte doenças de maior AVAD (anos de vida perdidos por morte prematura e "incapacidade"), e as projeções são de que ela alcance o segundo lugar nos próximos 20 anos (Zavaschi & cols., 2002).
De acordo com Del Porto (1999), a depressão tem sido classificada de diversas maneiras, na vinculação do período histórico, da preferência dos autores, e do ponto de vista adotado pelos mesmos. Para Lafer e Amaral (2000), é uma sensação inalterável e durável, na qual a pessoa sente-se sem valor, o mundo não tem significado e não há esperança para o futuro. Já para Argerami-Camon (2001), é resultante de uma inibição global da pessoa, que afeta a função da mente e distorce a forma como essa vê o mundo, sente a realidade, entende as coisas e demonstra suas emoções.
Nesta perspectiva, a depressão é caracterizada como um transtorno de humor, que abrange aspectos cognitivos (Argerami-Camon, 2001; Coutinho, 2001/ 2005), comportamentais (Abreu, 2003), orgânicos (Argerami-Camon, 2001; Versiane, 2004), sociais (Argerami-Camon, 2001), econômicos (Coutinho & cols., 2003), espirituais (Barros & cols., 2006) entre outros; estando presente em diversos distúrbios emocionais. Pode aparecer como um sintoma de determinada doença, ora coexisti junto com outros estados emocionais (comorbidade) ora aparece como causa desses sofrimentos (Holmes, 2001).
Devido a essa pluralidade de definições sobre o transtorno e, aliada à variedade de sintomas, o diagnóstico diferencial nem sempre é simples e efetivo. As referências mais utilizadas no diagnóstico da depressão são o DSM IV - TR (Manual Estatístico e Diagnóstico de Transtornos Mentais) produzido pela Associação Psiquiátrica Americana (APA, 2002) e o CID - 10 (Classificação Internacional de Doenças), Manual de Classificação de Transtornos Mentais e de Comportamento, desenvolvido pela Organização Mundial de Saúde (OMS, 1996-1997).
Quanto ao alcance da doença, até a década de 1960, a depressão foi vista apenas como um problema que atingia os adultos; pensou-se que em crianças e adolescentes não existia ou então seria muito rara (Cruvinel & Boruchovitch, 2004).
Ao longo dos últimos anos, a depressão na infância e adolescência despertou o interesse da Psiquiatria Infantil, sendo destaque em vários estudos (Bandim, Sougey & Carvalho, 1995; Andriola & Cavalcante, 1999; Baptista & Golfeto, 2000; Soares, 2003; Coutinho, 2001; 2005), situando-se assim, de maneira definitiva, no campo da Psicopatologia Infantil (Barbosa & Gaião, 2001).
Entretanto, foi a partir 1975 que o Instituto Nacional de Saúde Mental dos EUA, reconheceu a existência da depressão em crianças e adolescentes (Bahls, 2002); ocasionando desde então, um avanço no desenvolvimento de entrevistas diagnósticas estruturadas, semi-estruturadas e escalas de avaliação (Coutinho, 2005). Apesar desses avanços, é por meio do estudo de Kovács e Beck (1977), que a depressão infanto-juvenil passa a ser considerada de fato uma síndrome independente da observada na fase adulta; estabelecendo-se a partir daí, critérios de diagnóstico clínico, biológico e psicossocial (Coutinho, 2001).
Na literatura científica, há diversas escalas, tais como: Children´s Depression Rating Scale-Revised - CDRS-R revisada por Poznanski, Freeman e Mokros (1985); Escala Sintomatológica Depressiva para Mestres - ESDM de Domènech e Polaino (1990); Escala Comportamental Infantil A2 de Rutter (forma traduzida e adaptada por Graminha, 1994; 1998); Escala Infantil B de Rutter (Rutter, 1967); a Child Behavior Checklist - CBCL validada para o contexto brasileiro por Bordin, Mari e Caeiro (1995); e Diagnostic Self-Rating Scale - DSRS desenvolvida por Birleson (1981). Essas escalas objetivam avaliar a depressão infanto-juvenil, auxiliando na elaboração do diagnóstico juntamente com outros dados clínicos, cumprindo a função de detectar o grau de gravidade dos sintomas e acompanhando o resultado de tratamentos (Calil & Pires, 2000; Moreno & Moreno, 2000).
Quanto aos métodos existentes para o estudo da depressão infanto-juvenil, os instrumentos de medida psicológica, começam a ser mais utilizados do que as entrevistas clínicas (Gouveia, Barbosa, Almeida & Gaião, 1995). O mais, freqüentemente, citado e utilizado é o Inventário de Depressão Infantil (CDI) de Kovács (1983) (ver Davis, Hunter, Nathan & Bairnsfather, 1987; Polaino & Domenech, 1988; Villamisar & Ezpeleta, 1988).
Neste estudo, optou-se pelo CDI, por este ser empregado como instrumento de rastreamento na identificação de crianças e adolescentes com alterações afetivas, de humor, da capacidade de sentir prazer, das funções vegetativas, de auto-avaliação e de outras condutas interpessoais (Coutinho, 2005).
O CDI surgiu inicialmente nos Estados Unidos, compreendendo uma adaptação do Inventário Depressão de Beck - BDI. Foi elaborado por Kováks (1983), e propõe mensurar sintomas depressivos em jovens de 7 a 17 anos, por meio de auto-aplicação. Nessa versão original, o instrumento consta de 27 itens distribuídos entre os sintomas afetivos, cognitivos, somáticos e de conduta. Os participantes utilizam uma escala de resposta de três pontos para indicar a melhor alternativa que descreve seus sentimentos com relação às duas últimas semanas.
Em estudo realizado por Gouveia e cols., (1995), o CDI foi adaptado e normatizado para ser aplicado na cidade de João Pessoa - PB, em uma amostra de 305 escolares de 8 a 15 anos, de ambos os sexos; provenientes de escolas públicas e privadas. De acordo com os resultados apresentados nesse estudo, o CDI tem aceitáveis parâmetros psicométricos, sendo útil para identificar crianças e adolescentes potencialmente depressivos.
Para Boyle, Offord, Raccine, Sanforsd e Fleming (1997), o CDI é mais prático, por sua aplicação ser rápida; requerer pouco treinamento, por parte dos aplicadores; apresentar facilidade na coleta dos dados; além de ser uma técnica de baixo custo, pois utiliza apenas lápis e papel. Já as desvantagens em se utilizar esse tipo de escala de auto-avaliação, de acordo com Pereira e Amaral (2004), é a dificuldade em avaliar sua fidedignidade e sua utilização só ser possível com indivíduos que apresentem certo nível de educação, que sejam cooperantes e sem nenhuma psicopatologia grave.
Investigações realizadas, no Brasil utilizando o CDI, detectaram o índice epidemiológico da depressão infanto-juvenil em algumas cidades. Na região do Nordeste, estudos empregando o instrumento revelaram um elevado índice nas cidades de Recife e João Pessoa, 12,5% e 11%, respectivamente (Bandim & cols., 1995; Coutinho, 2001; 2005).
Os estudos evidenciam que a prevalência pode mudar em função da diversidade de fatores regionais, econômicos e pessoais (Barbosa & Gaião, 2001); e que a incidência da depressão na infância e adolescência varia também, devido às particularidades na população estudada (população não clínica vs população clínica), aos diferentes métodos de avaliação (entrevista clínica vs questionários ou inventários de auto-relato), à definição de depressão (sintoma vs síndrome), e aos métodos para definir a evidência da depressão (critérios de diagnóstico) (Posnanski & Mokros, 1994).
Uma busca na literatura nacional, através do Schollar Google, 2007; Index Psi, 2007, pode-se verificar a carência e a necessidade de escalas para depressão infantil que sejam válidas para crianças brasileiras, e que avaliem a depressão em nosso contexto cultural. Nesta investigação, nenhum estudo de adaptação e validação do CDI, para a capital maranhense, foi encontrado.
Com relação às pesquisas de adaptação e validação do CDI, o coeficiente de consistência interna do instrumento original foi de 0,86 (Kovács, 1983). Outras investigações que utilizaram versões adaptadas da escala para o contexto brasileiro também apresentaram condições psicométricas aceitáveis. O Alfa de Cronbach do inventário adaptado por Gouveia e cols., (1995), foi de 0,81. Em pesquisa realizada por Golfeto, Veiga, Sousa, e Barbeira (2002), na qual objetivaram avaliar as propriedades psicométricas do CDI - com uma amostra de 287 escolares de Ribeirão Preto na faixa etária de 7 a 14 anos -; os resultados revelaram um Alfa de Cronbach de 0,81, confirmando que o instrumento é útil para identificar sintomas gerais de depressão. Nas pesquisas desenvolvidas por Giacomoni (1998, 2001), com amostras infantis no Rio Grande do Sul, observaram-se coeficientes de fidedignidade entre 0,80 e 0,82. Outros trabalhos que avaliaram alterações afetivas em adolescentes gaúchos em situação de risco obtiveram um Alfa de Cronbach de até 0,79 (Dell`Aglio, 2000; Silva, 2001).
Conforme Barbosa e Gaião (2001), faz-se necessário um número cada vez maior de pesquisas com a finalidade de adaptar instrumentos ou mesmo de construí-los psicometricamente válidos e fidedignos para a realidade brasileira. No caso do CDI, um dos motivos que reforça a necessidade de estudos de adaptação e validação do instrumento para outros contextos brasileiros, é o fato das questões metodológicas permanecerem indefinidas, gerando dificuldades na obtenção das porcentagens de risco de estudos epidemiológicos (Golfeto & cols., 2002).
Dessa forma, o fato de não ter sido encontrado nenhum instrumento adaptado e validado, que mensure sintomas depressivos para o contexto Maranhense, especificamente, para a cidade de São Luís - MA, planejou-se este estudo que visa adaptar e verificar evidências de validade de construto e consistência interna do CDI numa amostra de escolares.
Método
Participantes
Para este estudo contou-se com 280 jovens escolares da cidade de São Luís/MA, dos quais, a maioria do sexo feminino (53,4%); com idade média de 13 anos (DP = 2,47; variando de 9 a 17 anos). Esses eram distribuídos entre as seguintes séries: 4a (28,2%), 7a (12,5%), 8a (23,9%) e 1o, 2o e 3o do ensino médio (com respectivamente 12,1%, 12,1% e 11,1%).
Instrumentos
Inventário de Depressão Infantil (CDI): Utilizou-se neste estudo a forma ajustada e normatizada por Gouveia e cols., (1995), do Inventário de Depressão Infantil (CDI) elaborado por Kovács (1983), que por sua vez se constitui de uma adaptação do BDI (Inventário de Depressão de Beck). Nessa versão, o CDI é composto por 20 itens cada um contendo três opções de respostas, das quais a criança ou o adolescente seleciona a que melhor descreve seus sentimentos nas duas últimas semanas, o que indicará seu grau de depressão. Cada resposta do instrumento possui um valor correspondente que varia de 0 a 02 pontos (a=0, b=1, c=2), sendo o somatório total dos valores das respostas o escore a ser considerado. Das três opções uma refere-se à normalidade, outra à severidade dos sintomas e a outra, à enfermidade clínica mais significativa.
Dos vinte itens que compõem o CDI, sete englobam reações afetivas (sentimentos de tristeza, medo, não gostar de si mesmo, vontade de chorar, sentir-se feio, solidão, e sentimentos de não ser amado - itens 01, 06, 07, 10, 13, 16, e 19); seis itens refletem aspectos cognitivos (pessimismo, avaliação negativa das próprias habilidades, ideação suicida, culpa, preocupação, e competência - itens 02, 03, 08, 09, 11 e 18); cinco dizem respeito a questões comportamentais (lazer, comportamentos hostis, isolamento, interação escolar, e obediência - itens 04, 05, 12, 17 e 20); e os dois últimos aos sintomas somáticos (dificuldades em dormir e perda de energia - itens 14 e 15).
A escala tem sido utilizada enquanto instrumento de screening na identificação de crianças e adolescentes com alterações afetivas, alterações de humor, capacidade hedônica, funções vegetativas, auto-avaliação e outras condutas interpessoais. Como evidenciado, anteriormente, essa medida vem apresentando bons parâmetros psicométricos, nessa versão adaptada e normatizada por Gouveia e Cols (1995), o instrumento apresentou uma estrutura unifatorial com valor próprio de 3,73 explicando 13,81% da variância total, e os 20 itens com cargas fatoriais variando 0,36 a 0,59 com um índice de consistência interna (Alfa de Cronbach) de 0,81.
Questões Sócio-demográficas: Também foram obtidas informações referentes à identificação sócio-demográfica dos participantes, como: série, idade e sexo, com a finalidade de traçar o perfil da amostra.
Procedimentos
Este estudo foi aprovado pelo próprio Comitê de Ética do Centro de Ciências da Saúde - CCS da Universidade Federal da Paraíba - UFPB, por fazer parte de um projeto maior, financiado pelo CNPq, intitulado Estudo da Depressão na Criança e Adolescente: Uma abordagem Psicossociológica, que está sendo desenvolvido pelo Núcleo de Pesquisa - Aspectos Psicossociais de Prevenção e Saúde Coletiva (NPAPPSC) da UFPB. O projeto abrange instituições escolares da rede pública e privada de todas as capitais da Região Nordeste.
Para a execução da coleta de dados, foram obtidas autorizações das direções das escolas, através de um termo formal, como também, foi solicitado aos pais dos alunos à autorização através de um Termo de Consentimento Livre Esclarecido, permitindo a participação de seus filhos menores de idade. Desse modo, após a confirmação das instituições e autorização dos pais, foram agendadas visitas às escolas para a aplicação do CDI, por pesquisadores, previamente, treinados.
A aplicação ocorreu de forma coletiva em sala de aula, bastando aos respondentes seguirem as orientações dadas por escrito no próprio questionário; foi enfatizado, também, que não havia respostas certas ou erradas, pois não se tratava de um teste de conhecimento ou algo semelhante. O tempo de aplicação foi de, aproximadamente, 25 minutos em cada turma.
Análises de dados
O pacote estatístico Statistical Package for the Social Sciences - SPSS (versão 15,0) foi usado para tabular e realizar as análises dos dados. Utilizaram-se estatísticas descritivas (medidas de tendência central e dispersão, distribuição de freqüência), principalmente, para caracterização da amostra estudada.
A Análise Fatorial Exploratória, através do método da Máxima Verossimilhança (Maximum Likelihood - ML), foi empregada a fim de compreender a estrutura fatorial da escala. Utilizou-se o Alfa de Cronbach como índice de consistência interna (precisão), que permitiu verificar a coerência que cada item tem com os demais itens do instrumento (Pasquali, 1999; 2003).
Resultados
Análise fatorial exploratória
Procurou-se, inicialmente, comprovar a fatorabilidade dos dados à realização da análise fatorial exploratória, através do índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e do teste de esfericidade de Bartlett. O primeiro trabalha com as correlações parciais das variáveis, devendo ser aceitos os valores iguais ou superiores a 0,60 (Tabachnick & Fidell, 2007). O segundo comprova a hipótese de que a matriz de covariâncias é uma matriz de identidade.
Os resultados observados apóiam a adequação de se utilizar uma análise fatorial exploratória (tipo ML - Maximum Likelihood), tendo sido observados os seguintes índices: KMO = 0,93 e Teste de Esfericidade de Bartlett, x² (190) = 2.042,09; p < 0,001. Nesse sentido, realizou-se uma análise fatorial exploratória com método ML, sem determinar tipo de rotação como preconiza a teoria (Gouveia & cols., 1995), ainda de acordo com estes autores fixou-se a extração de um único fator. Isso permitiu identificá-lo com um valor próprio (eigenvalue) igual 7,37 (Critério de Kaiser), explicando 36,86% da variância total; a representação gráfica dos valores próprios (Critério de Cattell), como mostrada na Figura 1 a seguir, apóia a solução unifatorial.
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Para dirimir quaisquer dúvidas, realizou-se uma análise paralela (Hayton, Allen & Scarpello, 2004), que trabalha com a simulação de bancos aleatórios (Análises de Monte Carlo), com características idênticas ao banco observado empiricamente; gerando assim valores próprios médios aleatórios, que são comparados com os valores próprios empíricos, que devem ser superiores aos aleatórios para ser considerado um fator real. Essa análise corrobora a hipótese teórica de uma estrutura com um fator, já que somente o primeiro valor próprio empírico (7,37) foi superior ao seu correspondente aleatório gerado na análise paralela. A estrutura fatorial extraída através da análise fatorial propriamente dita (ML) pode ser vista na Tabela 1.
De acordo com a Tabela 1, o Inventário de Depressão Infantil (CDI) pode ser representado por um único fator com 20 itens, com todas as cargas fatoriais acima de 0,40, variando de 0,41 a 0,72, com um valor próprio (eigenvalue) de 7,37. Em termos de consistência interna observou-se um a = 0,91. Esse fator único reflete claramente depressão infantil, sendo assim denominado.
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Normas diagnósticas
Levando-se em conta as respostas dos 280 participantes, que fizeram parte da avaliação da estrutura fatorial do CDI em São Luís; resolveu-se elaborar normas para identificar prováveis depressivos, em populações, com características próximas as da amostra utilizada.
As normas aqui criadas fazem referência ao fator geral, Depressão Infantil, sendo considerado um somatório dos 20 itens. Considerando os escores brutos, para facilitar na interpretação, estabeleceram-se normas Z (Reduzida) e T (Reduzida-Transformada) (Pasquali, 1999). No caso das normas T, fez-se uma normatização dos escores brutos e depois uma transformação para escores T (T = 50 + 10z) possibilitando assim apenas valores positivos (ver Tabela 2).
Adotando o critério de +2DPs (Gouveia & cols., 1995), verificou-se o ponto de corte 23. A criança ou adolescente que pontuar acima desse valor deverá ser considerado como um potencial depressivo, devendo esse receber uma atenção especializada.
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Discussão
Este estudo objetivou adaptar e validar o CDI, para mais uma cidade brasileira; diante dos resultados ora reportados, confia-se que esse objetivo tenha sido cumprido. Nesse sentido nenhum estudo de adaptação e validação do CDI, especificamente, para a capital Maranhense, fora encontrado na literatura (Schollar Google, 2007; Index Psi, 2007), não obstante alguns estudos sobre validação do instrumento aqui empregado são encontrados no Brasil (Dell`Aglio, 2000; Giacomoni 1998; Golfeto & cols., 2002 Gouveia & cols., 1995; Silva, 2001).
Porém, essas adaptações não podem ser generalizadas, pois foram validadas para amostras específicas com características peculiares diferentes das existentes em São Luís, MA. Pode, inclusive, parecer uma contradição realizar normas diagnósticas para amostras de conveniência. Não obstante cabe ressaltar que, aqui, não se pretendeu generalizar os resultados anteriormente descritos; mas sim verificar qual seria o ponto de corte a partir do qual necessitaria atenção especial do pesquisador para os participantes, que apresentassem pontuação superior a esse ponto, em amostra com as mesmas características da aqui pesquisada. Assim, nem mesmo a adaptação realizada por Gouveia e cols. (1995), que utiliza uma amostra do Nordeste brasileiro (João Pessoa/PB), poderia ser difundida para as demais capitais do NE.
Nesse sentido, planejou-se este estudo visando adaptar e validar o Inventário de Depressão Infantil (CDI), para o contexto Maranhense, especificamente, para a cidade de São Luís; uma vez que, nenhum instrumento que mensure sintomas depressivos foi adaptado e validado para tal. Frente aos resultados ora reportados, considera-se que o objetivo tenha sido alcançado.
Todo intento científico não está isento de potenciais limitações e como tal, o presente estudo também não. Por exemplo, por não se tratar de uma amostra aleatória, e pela peculiaridade da mesma; pondera-se que os resultados não permitirão generalizações dos mesmos, ou seja, não poderão ser extrapolados para outros grupos, nem mesmos os sujeitos que fazem parte das instituições onde foram coletados os dados. Contudo, é prudente lembrar que não se pretendeu propagar os resultados, mas sim conhecer se o questionário aqui proposto apresenta validade de construto e precisão.
As análises do CDI mostram que esta é, claramente, uma medida unifatorial, em que se está avaliando depressão infantil. Verificou-se, também, que a estrutura fatorial encontrada está dentro do que é recomendado na literatura psicométrica (Pasquali, 1999; 2003). Dessa forma, a estrutura unifatorial explicou 36,86% da variância total, com índice de consistência interna a = 0,91 (Alfa de Cronbach), que se encontra de acordo com a literatura pertinente; já que instrumentos, que podem ser usados para diagnóstico são indicados um a de pelo menos 0,70 (Pasquali, 1999; 2003).
Esses parâmetros são semelhantes aos encontrados por (Gouveia & Cols, 1995), em que se observaram, assim como aqui, uma estrutura unifatorial que explicava 13,4% da variância e com a = 0,81 (Alfa de Cronbach). Já a validação levada a cabo por Golfeto e Cols., (2002), encontrou uma estrutura com cinco fatores que explicavam 47,41% da variância total, e índice de consistência interna ? = 0,81 (Alfa de Cronbach), que pode ser discutido por usar apenas o critério de Kaiser que não é tão robusto como quando usado juntamente com o critério de Cattell (Tabachnick & Fidell, 2007), ou mesmo técnicas mais recentes como a análise paralela (Hayton & cols., 2004).
Não obstante, assim como todo e qualquer empreendimento científico, este estudo não está isento de limitações. Por exemplo, utiliza-se uma amostra de conveniência, que sugere, assim como outras validações (Dell`Aglio, 2000; Giacomoni 1998; Golfeto & cols., 2002; Gouveia & cols., 1995; Silva, 2001); que os resultados não podem ser generalizados, nem mesmo para o universo que fazem parte os participantes da amostra. Além disto, empregam-se aqui estatísticas estritamente exploratórias, nessa direção poder-se-ia utilizar análises mais sofisticadas e de caráter mais confirmatório; a exemplo da Análise Fatorial Confirmatória, que é baseada em modelagem por equação estrutural, e que possibilitaria testar a estrutura fatorial derivada de outras validações no Brasil.
A despeito de possibilidades futuras, é importante que esta pesquisa seja replicada em outros contextos. Seria igualmente satisfatório considera amostras maiores e mais heterogêneas; incluindo crianças e adolescentes de diferentes níveis de escolaridade e classes sociais. Sugere-se empregar procedimentos de modelagem por equações estruturais com o propósito de confirmar a estrutura unifatorial do CDI. Inclusive seria útil checar a invariância fatorial dessa medida em diferentes grupos, por exemplo, crianças e adolescentes do sexo masculino e feminino, de diferentes regiões do Brasil.
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Maria da Penha de Lima Coutinho; Zulmira Carla Gonçalves Carolino; Emerson Diógenes de Medeiros
Universidade Federal da Paraíba
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© 2008. This work is published under http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/deed.pt (the “License”). Notwithstanding the ProQuest Terms and Conditions, you may use this content in accordance with the terms of the License.
Abstract
A depressão tem sido considerada um dos transtornos emocionais mais prevalentes entre crianças e adolescentes, o que justifica contar com instrumentos válidos e precisos para mensurá-la. Neste estudo objetivou-se adaptar e verificar evidências de validade de construto e consistência interna do Inventário de Depressão Infantil (CDI) para o contexto da cidade de São Luís - MA. Participaram 280 escolares, com idades variando entre 9 e 17 anos (M= 13 anos e DP= 2,47), sendo 53,4% do sexo feminino. Uma análise fatorial propriamente dita Maximum Likelihood - ML foi rodada e os resultados indicaram uma solução unifatorial, representada por 20 itens com cargas fatoriais variando de 0,40 a 0,72 e valor próprio (eigenvalue) de 7,37. A estrutura unifatorial explicou 36,86% da variância total, com índice de consistência interna a = 0,91 (Alfa Cronbach), mostrando que o CDI tem aceitáveis parâmetros psicométricos, sendo adequado para identificar sintomas gerais de depressão.