INTRODUÇÃO

A depressão é uma das condições clínicas mais frequentes na prática médica e psicológica, além de possuir um perfil em que se espera elevada frequência, recorrência e cronicidade ¹ . Sabe-se hoje que essa condição ocorre com maior prevalência em mulheres ² e que acomete pessoas com todas as idades, como crianças, adolescentes, adultos e idosos, tanto em áreas urbanas quanto rurais ³ . Seu perfil sintomático combina aspectos mais marcadamente psicológicos (sentimento de solidão e desesperança) e outros mais marcadamente físicos (mudança de apetite, perda de peso) ^{4 , 5} . Evidências apontam que a identificação precoce da depressão possibilita que múltiplas intervenções sejam iniciadas, reduzindo tanto a manifestação dos sintomas, quanto suas consequências pessoais, sociais e laborais. Tratamentos psicológicos, especialmente a terapia cognitivo-comportamental, e tratamentos farmacológicos são igualmente efetivos na melhoria da assistência e cuidado dos pacientes que sofrem dessas condições ^{6 , 7} .

No entanto, para que o tratamento seja iniciado, é necessário que uma avaliação detalhada tenha sido, anteriormente, feita. Similar a outros transtornos mentais, o diagnóstico da depressão é clínico e realizado por exclusão de outras condições, e deve ponderar os resultados obtidos pela anamnese e outras técnicas, como observação e exames psicológicos. Dessa maneira, instrumentos psicométricos padronizados permitem acessar os sintomas típicos da depressão e, por isso, são tanto úteis na detecção do quadro quanto no monitoramento do nível em que ele se encontra ⁸ . Não existe um instrumento “padrão-ouro” no diagnóstico de depressão ⁹ , no entanto medidas ideais são aquelas que conseguem unir tanto a brevidade em sua aplicação quanto a validade e a utilidade dos resultados ¹⁰ Atualmente, o Inventário de Depressão de Beck – Segunda Edição (BDI-II) é um dos instrumentos mais utilizados para avaliação da intensidade e gravidade da depressão, além de ter parecer favorável pelo Conselho Federal de Psicologia (CFP) para tal finalidade ^{11 - 13} .

Contudo, uma vez que o BDI-II é composto por 21 itens, sua extensão pode limitar ou até mesmo impedir o seu uso, já que o tempo necessário para realizá-lo pode, potencialmente, distorcer ou invalidar as respostas, o que é frequentemente visto em estudos psicométricos ^{14 , 15} . Nesse sentido, a versão do BDI-II desenvolvida especialmente para profissionais de atenção primária (em inglês Primary Care – BDI-PC) se apresenta como uma opção interessante, já que tem apenas sete itens do BDI-II que são focados em cognições depressivas.

No entanto, apesar do extenso volume de pesquisas internacionais sobre o BDI-PC, ^{16 - 18} ainda faltam estudos brasileiros que investiguem as propriedades psicométricas do BDI-PC ¹⁹ . Posto isso, o presente estudo tem o objetivo de investigar, com uma amostra não probabilística de participantes de redes sociais, as propriedades psicométricas do BDI-PC, bem como confirmar que tanto o BDI-II quanto o BDI-PC são suficientemente unidimensionais.

MÉTODOS

Essa pesquisa faz parte de um projeto maior que visa ao desenvolvimento e ao ajuste de interfaces computacionais para coletar informações sobre possíveis alterações psicológicas em usuários de redes sociais. O projeto tem parecer nº 2.019.886 e foi julgado pelo Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos do Instituto de Psicologia da USP (CEPH-IPUSP).

RESULTADOS

Resultados descritivos, como média, mediana, desvio-padrão, intervalo interquartil e proporção de respostas em cada uma das categorias de cada um dos 21 itens do BDI-II estão dispostos na tabela 1 . A média teve amplitude entre 0,92 e 1,63 e o desvio-padrão teve amplitude entre 0,94 e 1,29. As medianas e os intervalos interquartis são mais resistentes a pontos extremos, além de apresentarem informações úteis em variáveis que não são normalmente distribuídas, como é o caso agora. Lembra-se de que as categorias apresentam uma graduação da apresentação dos diferentes sintomas. Por exemplo, em relação ao comportamento de “Chorar”, a categoria 0 indica “Não choro mais do que chorava antes”, a categoria 1 indica “Choro mais agora do que costumava chorar”, a categoria 2 indica “Choro por qualquer coisinha” e a categoria 3 indica “Sinto vontade de chorar, mas não consigo”. Esses resultados permitem uma visualização rápida dos padrões de resposta obtidos no inventário.

Os dados do BDI-II e BDI-PC foram modelados com o GRM unidimensional de Samejima e a tabela 2 apresenta os indicadores de ajuste ( GoF ). Valores de M2 não significativos (p > 0,05) em associação a valores de RMSEA e SRMSR ≤ 0,08 indicam um ajuste adequado. O CFI e o TLI, quando iguais ou superiores a 0,90, também apresentam evidências favoráveis da adequação do modelo aos dados. A figura 1 apresenta o diagrama estrutural do BDI-II e do BDI-PC.

Figura 1 Estrutura unidimensional. Os 7 itens em cinza-escuro referem-se aos do BDI-PC. 

O conjunto gráfico ( Figura 2 ) apresenta a distribuição e a correlação dos resultados considerando os valores calculados pelo modelo GRM de Samejima (traço latente -- θ) e o resultado tradicional (pontos) do BDI-II e do BDI-PC. A correlação entre os resultados latentes do BDI-II e BDI-PC foi de 0,957 [IC 95% (0,95, 0,96), p < 0,01] e da pontuação entre ambos foi de 0,958 [IC 95% (0,95, 0,96), p < 0,01]. Frisa-se que o formato da distribuição dos pontos do BDI-II e BDI-PC são diferentes, uma vez que o valor máximo e mínimo de cada uma das escalas é relacionado à quantidade de itens, enquanto a distribuição do traço latente apresenta média 0 e desvio-padrão 1.

Figura 2 Distribuição e correlação entre resultados obtidos pelo BDI-II e BDI-PC. 

A tabela 3 apresenta a análise de cada um dos itens do BDI-II. Os resultados foram ordenados de maneira descendente em função da discriminação (inclinação) do item (parâmetro “a”), e a interpretação do parâmetro de localização/dificuldade (“b”) do modelo GRM de Samejima é a seguinte: uma pessoa com traço latente de -0,442 tem 50% de chance de marcar a categoria “0” em vez da categoria “1”, “2” ou “3”; uma pessoa com traço latente de 0,115 tem 50% de chance de marcar “0” ou “1” em vez de “2” e “3” e uma pessoa com traço latente de 0,936 tem 50% de chance de marcar a categoria “3” em vez das demais. As cargas fatoriais (λ) e as comunalidades (h ² ) estão apresentadas para melhor descrição dos resultados. Ressalva-se que as cargas fatoriais são análogas à discriminação.

Para o BDI-II, a categoria “0” é mais facilmente ultrapassada no item sobre Sono ( Não percebi nenhuma mudança no meu sono , traço latente = -1,589) e mais dificilmente ultrapassada no item sobre Desejo suicida ( Não tenho nenhum pensamento de me matar , traço latente = -0,115). De maneira análoga, o item em que a categoria “3” é mais facilmente alcançada é o item sobre Fadiga ( Eu me sinto muito cansado(a) ou fadigado(a) para fazer a maioria das coisas que costumava fazer, traço latente = 0,72) e o item em que essa categoria é mais dificilmente endossada é o item sobre Perda de interesse por sexo ( Perdi completamente o interesse por sexo , traço latente = 2,396).

A tabela 4 reúne também as mesmas informações anteriormente descritas para os itens do BDI-PC. O item mais discriminativo é sobre Desejo suicida (a = 3,706), o item em que a primeira categoria é mais facilmente superada é o item sobre Autocrítica ( Não me critico nem me culpo mais do que o habitual , traço latente = 1,062) e o item com a última categoria mais difícil de ser marcada é o item sobre Tristeza ( Estou tão triste ou tão infeliz que não consigo suporta r, traço latente = 1,336).

Tanto no BDI-II quanto no BDI-PC, a consistência interna foi acessada pelo coeficiente alfa de Cronbach, que gerou resultados adequados, respectivamente, 0,96 e 0,92. Uma das possíveis explicações do maior valor ao BDI-II é sua quantidade de itens. Sabe-se que testes com mais itens tendem a apresentar maior resultado no coeficiente alfa de Cronbach.

A Curva de Informação Total do Teste é construída a partir de todos os itens do BDI-II e BDI-PC. Nota-se que os maiores níveis da informação (aproximadamente 30) são captados pelo BDI-II em indivíduos com traço latente = 0,8 e para o BDI-PC, os maiores níveis alcançados (aproximadamente 18) referem-se aos indivíduos com traço latente = 0, 9 ( Figura 3 ).

Figura 3 Curva de informação do BDI-II e do BDI-PC. 

O BDI-PC reteve, aproximadamente, 55,5% da informação do BDI-II e o formato da distribuição de ambos foi similar, indicando que um nível de precisão similar é alcançado por ambas as versões.

Existem recomendações da literatura para considerar valores iguais ou acima de 13 no BDI-II e acima de 4 para o BDI-PC como indicativos de algum nível de depressão subclínica. Nessa investigação, é possível verificar que 13 pontos no BDI-II correspondem, na média, ao traço latente = -0,671 e que o valor 4 no BDI-PC tem -0,458 como média do traço latente. Finalmente, há acurácia de 92,2% [IC 95% (0,90, 0,94), p < 0,01] entre os dois modelos, apontando para concordância na classificação de pessoas que atingiram ou superaram ambos os pontos de corte brutos na categoria subclínica.

DISCUSSÃO

Esta pesquisa teve como objetivo apresentar estudos de validade do BDI-II e BDI-PC com dados obtidos em ambiente on-line . De forma ampla, acredita-se que este seja o primeiro estudo brasileiro a investigar aspectos psicométricos do BDI-PC. A partir de um ambiente de trabalho da TRI, foi possível confirmar um modelo unidimensional do BDI-II e do BDI-PC, verificar os parâmetros de cada um dos itens e a curva de informação de ambas as escalas e, finalmente, a taxa de concordância entre ambas as escalas.

A TRI engloba um conjunto de modelos que representam o relacionamento entre traços latentes de indivíduos e as propriedades dos itens de um instrumento de medida, tal como o BDI-II. Pela TRI, a probabilidade de resposta a um item é modelada como função da característica latente do indivíduo e os possíveis parâmetros que compõem o item. Quão maior a característica do indivíduo, maior é sua probabilidade de endossar o item (ou uma de suas categorias) ^{32 , 33} .

Nesse sentido, as análises obtidas pelo modelo de Samejima permitiram verificar que o BDI-II e o BDI-PC são suficientemente unidimensionais, sendo possível concluir que ambos os inventários podem ser utilizados para acessar e se referir a uma dimensão geral da depressão. O resultado aqui alcançado também foi obtido em outras investigações ^{23 , 24} e é muito importante, uma vez que oferece mais evidências para a correção de ambas as escalas apontar para uma única dimensão. Nesse sentido, modelos unidimensionais costumam gerar resultados em que a compreensão e interpretações são mais fáceis do que modelos mais complexos ^{34 , 35} .

A correlação positiva, forte e significativa entre os escores dimensionais e os escores brutos também são importantes, uma vez que lançam evidências favoráveis à correção de ambos os inventários pelo somatório das respostas de cada um dos itens. A literatura sobre psicometria já vem acumulando informações sobre a elevada correlação entre escores brutos e dimensionais, sinalizando que tanto a Teoria Clássica dos Testes quando a TRI devem ser entendidas como análises complementares e não excludentes ^{36 , 37} .

De forma bastante promissora e com grande capacidade de impactar positivamente a avaliação psicológica de quadros de depressão, os resultados psicométricos do BDI-PC foram excelentes em relação aos critérios de ajuste mais típicos. O achado de que o item que acessa "ideação suicida" é um dos mais discriminativos à avaliação da depressão é similar ao resultado de outros autores que investigam tanto aspectos psicométricos do BDI-PC, bem como a estabilidade desse sintoma em quadros depressivos ^{12 , 38 , 39} .

Apesar de contribuições à área, esta pesquisa apresenta limitações importantes. Inicialmente, a amostra não foi obtida por um procedimento aleatório. Isso gera uma capacidade bastante reduzida de análise inferencial e, justamente por esse motivo, este trabalho evitou esse tipo de generalização. Posteriormente, a amostra foi composta predominantemente por jovens, e isso também reduz o alcance que os resultados apresentam. No entanto, acredita-se que as análises realizadas no ambiente da TRI possam, pelo menos parcialmente, contornar problemas amostrais, tal como aponta a literatura ²⁷ .

No geral, este estudo traz uma importante contribuição à área da avaliação psicológica. Uma vez que a depressão é uma das condições clínicas mais frequentes na prática médica e psicológica, os resultados aqui alcançados permitem maior segurança à utilização tanto do BDI-II quanto do BDI-PC. Novas pesquisas já estão em andamento visando ampliar o escopo deste trabalho em participantes selecionados por técnicas aleatórias e com delineamento longitudinal, bem como para investigar diferenças sociais e demográficas relacionadas ao processo de resposta.

CONCLUSÃO

Os resultados permitiram concluir favoravelmente à estrutura unidimensional do BDI-II e do BDI-PC. Os indicadores de ajuste sobre aspectos de validade e de precisão foram satisfeitos, o que permite que ambos os instrumentos sejam utilizados. É importante destacar que o BDI-PC é praticamente inédito no contexto da pesquisa brasileira sobre o tema. É importante atentar para o fato de que a amostra utilizada foi obtida por técnicas não probabilísticas, o que limita o alcance do trabalho. Outras pesquisas precisam ser feitas visando averiguar a estabilidade dos resultados em outras amostras e testar hipóteses de efeitos sociais e demográficos.