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Jornal Brasileiro de Psiquiatria

Print version ISSN 0047-2085

J. bras. psiquiatr. vol.61 no.2 Rio de Janeiro  2012

http://dx.doi.org/10.1590/S0047-20852012000200006 

COMUNICAÇÃO BREVE

 

Desenvolvimento da versão breve da Escala de Ritmo Social

 

Development of brief version of the Social Rhythm Metric

 

 

Regina L. SchimittI; Maria Paz L. HidalgoII

IUniversidade Federal do Rio Grande do Sul (UFRGS), Faculdade de Medicina, Programa de Pós-Graduação em Ciências Médicas
IIUFRGS, Faculdade de Medicina, Departamento de Psiquiatria e Medicina Legal

Endereço para correspondência

 

 


RESUMO

OBJETIVO: O objetivo deste trabalho é o estabelecimento de uma versão abreviada da Escala de Ritmo Social, com vistas à aplicação em pesquisa.
MÉTODOS: Tomando como padrão-ouro a Escala de Ritmo Social de 17 itens, estabelecidas três versões breves a partir de três critérios diferentes. Comparados escores de regularidade e quantidade de atividades desenvolvidas em um período de uma semana de 167 sujeitos saudáveis, 25 portadores de epilepsia mioclônica juvenil e 16 portadores de transtorno depressivo.
RESULTADOS: A versão breve de seis itens mostrou melhor concordância com relação ao padrão-ouro k = 0,51; p < 0,001. A análise bivariada demonstrou significativa correlação entre a versão breve-6 e o padrão-ouro: (r = 0,87; p < 0,001). Houve correlação com idade na versão breve-6 (r = 0,2; p < 0,001), ainda mais significativa do que no padrão-ouro (r = 0,2; P < 0,01). Na análise ANOVA, o grupo saudável apresentou escores mais altos de regularidade em ambas as escalas. Com relação à quantidade de atividades, o grupo saudável assemelhou-se ao dos portadores de epilepsia e o dos portadores de depressão apresentou médias mais baixas.
CONCLUSÃO: A simplificação da escala diminui a porcentagem de itens não preenchidos e custo em material impresso e facilita a padronização. O processo envolveu cuidadosa análise da adequação do instrumento à cultura-alvo.

Palavras-chave: Ritmo social, cronobiologia, depressão, epilepsia.


ABSTRACT

OBJECTIVE: The objective of this work was to establish a brief version of the Social Rhythm Metric, aimed at applying it in research.
METHODS: Taking the 17-item Social Rhythm Metric as the gold standard, three brief versions were created based on three different criteria. compared the scores of the regularity and quantity of activities carried out in a week for 167 healthy subjects and 25 individuals with juvenile myoclonic epilepy and 16 with depressive disturbance.
RESULTS: The brief version of 6 items showed better concordance in relation to the gold standard; k = 0.51, p < 0.001. Bivariate analysis demonstrated a significant correlation between the brief version 6 and the gold standard (r = 0.87; p < 0.001). There was a correlation with age in the brief 6 version (r = 0.2; p < 0.001), even more significant than in the gold standard (r = 0.2; P < 0.01). ANOVA showed higher scores for regularity in the healthy using both scales. However, in relation to the quantity of activities, the healthy group resembled the epilepsy group, and the individuals with depression showed lower means.
CONCLUSION: The simplification of the Social Rhythm Metric decreased the percenta-ge of items not filled in and the cost of printed matter and facilitate the standardization. The process involved a careful analysis of suitability of the instrument for the target culture.

Keywords: Social rhythm, chronobiology, depression, epilepsy.


 

 

INTRODUÇÃO

A Escala de Ritmo Social de 17 itens foi desenvolvida inicialmente para investigação do papel de eventos cronobiológicos na etiologia de transtornos de humor1-3. Seu objeto de estudo são os zeitgebers sociais, ou seja, compromissos ou demandas sociais que podem agir como agentes sincronizadores, na medida em que participam do estabelecimento de um ritmo social que tem um padrão circadiano. A teoria que a fundamenta pressupõe que o ritmo social é o correspondente, na esfera do comportamento, de eventos cronobiológicos endógenos, pois apresenta correlação com ritmos biológicos, tais como sono-vigília, temperatura e hormônios4. De acordo com essa teoria, a regularidade da vida diária, a rotina, desempenha um papel na estabilidade do humor. Assim, transtornos de humor são explicados pelo fato de que uma anormalidade no sistema temporizador torna algumas pessoas vulneráveis a eventos estressantes da vida capazes de romper sua rotina. A ruptura do ritmo social, nesses casos, desencadeia uma dessincronização de ritmos biológicos, o que traz esses transtornos entre suas consequências somáticas. Outra hipótese é a de que essa anormalidade no marca-passo circadiano torna a pessoa menos responsiva ao zeitgeber social. Sendo assim, ainda que a rotina de sua vida diária seja regular, o zeitgeber social não é um agente sincronizador forte o suficiente para sincronizar ritmos biológicos5-8. É aí que a Escala de Ritmo Social tem sua aplicação clínica mais importante, já que ela é capaz de identificar quais atividades podem contribuir de forma mais efetiva para o estabelecimento da regularidade diária e ajuda a monitorar o andamento da terapia que consiste no estabelecimento de uma rotina, o reforço dos zeitgebers sociais9,10.

Entretanto, embora a Escala de Ritmo Social forneça informações importantes do ponto de vista clínico, no contexto de pesquisa o desenvolvimento de versões breves de instrumentos psicométricos tem sido uma prática frequente. Nem todas as informações fornecidas pelo instrumento completo têm relevância para o contexto de pesquisa quando o fator avaliado pela escala não é o foco principal do projeto11. Além disso, embora não tenhamos observado em uma amostra de 146 sujeitos saudáveis uma expressiva correlação entre escolaridade e erros de preenchimento (r = -0,16; p = 0,05) e também entre sintomas psiquiátricos menores e erros de preenchimento da escala (r = 0,07; p = 0,4), o que atesta a adequação da versão brasileira, pode-se pressupor que a complexidade da versão integral do instrumento representa uma sobrecarga para pessoas que não estejam em boas condições de saúde, que apresentem resistência a atividades que envolvam leitura e escrita ou que não tenham interesse particular no resultado da pesquisa. Já que no Brasil a participação em pesquisa é voluntária e não remunerada, o uso de escalas complexas é oneroso tanto para o participante, cuja boa vontade viabiliza o processo, como para os agentes financiadores, pois geralmente as escalas complexas implicam maior quantidade de material impresso.

O objetivo do presente trabalho é, pois, o estabelecimento de uma versão abreviada da Escala de Ritmo Social com vistas à aplicação em pesquisa.

 

MÉTODOS

Inicialmente, foi requerida e concedida a autorização do autor da escala original, Dr. Thimothy Monk, do Western Psychiatric Institute and Clinic, University of Pittsburgh Medical Centre, bem como aprovação do Comitê de Ética em Pesquisa do Hospital de Clínicas de Porto Alegre.

As análises foram feitas tomando como padrão-ouro a escala brasileira de 17 itens12,13.

Foram utilizados os dados apurados durante um perío-do de sete dias de 167 sujeitos saudáveis, recrutados por conveniência entre os trabalhadores do Hospital de Clínicas, estudantes da pós-graduação e contatos dos pesquisadores; 25 sujeitos epiléticos recrutados por conveniência entre os pacientes do ambulatório de neurologia do hospital e 16 sujeitos deprimidos também recrutados por conveniência em uma unidade básica de saúde. Todos os participantes assinaram um Termo de Consentimento Livre e Esclarecido.

Foram desenvolvidas três versões breves para a escala de 17 itens (versão longa). A primeira consistiu na simples tradução da escala breve original em inglês2, realizada pela equipe de pesquisa (versão breve T). Na segunda versão, a escolha dos cinco itens da Escala de Ritmo Social se deu pelo critério de quantidade de hits, e não pelo da análise fatorial (versão breve H). O hit é o principal fator no cálculo da medida da regularidade, pois dá a medida do quanto uma atividade contribui para o estabelecimento da regularidade. Se uma atividade acontece ao menos três vezes na semana à mesma hora do dia (ou dentro de uma faixa de mais ou menos 45 minutos em torno dessa hora), então essa atividade é um hit, ela entra no cálculo da regularidade.

Inicialmente, tentou-se manter a mesma quantidade de itens da versão original com vistas a facilitar estudos comparativos posteriores. Por esse critério, estabeleceu-se uma versão de cinco itens que foi concordante em quatro itens com a versão traduzida do inglês. Dada essa diferença, foi elaborada, ainda, uma terceira versão, de seis itens (versão breve-6), para contemplar as duas questões discordantes de ambas as escalas breves (Tabela 1).

Após essa primeira etapa, a versão breve-6 foi analisada em relação à correlação por meio do coeficiente de correlação de Pearson e à concordância com a versão longa por meio do cálculo do índice de concordância e do índice Kappa. Posteriormente, os escores de quantidade e regularidade de atividades foram calculados com o mesmo algoritmo da escala de 17 itens adaptados para o período.

Foi utilizado o teste de Shapiro-Wilk para analisar a normalidade da distribuição. Foi feita análise de correlação entre as duas escalas e análise ANOVA para avaliar a diferença entre os grupos.

Embora ambas as escalas forneçam dois índices, o escore total de atividades e o índice de regularidade, a ênfase das análises recaiu sobre esse último, por ser o de maior interesse no contexto da pesquisa e porque a simplificação da escala necessariamente altera o escore total de atividades.

 

RESULTADOS

A versão breve-H da escala de ritmo social, elaborada pelo critério de quantidade de hits, obteve um índice de concordância de 67% em relação ao padrão-ouro; a versão breve-T obteve 77% de concordância e a versão breve-6 obteve 76%. Com relação ao desempenho das escalas em uma amostra de doentes (n = 41), a versão breve que mostrou melhor concordância com relação ao padrão-ouro foi a versão breve-6, com 90% de concordância. As versões breves H e T apresentaram igual índice de concordância de 68% com relação ao padrão-ouro. Isso foi um dos determinantes para o estabelecimento da versão breve-6 como a versão breve brasileira da escala de ritmo social, juntamente com o fato de que a versão breve-T, simplesmente traduzida do inglês, não ilustra a realidade brasileira por excluir uma atividade importante na rotina do brasileiro, que é o almoço. Por outro lado, a versão breve-H, elaborada segundo o critério de quantidade de hits, tende a categorizar como regulares sujeitos identificados como intermediários no padrão-ouro, com relação aos escores de regularidade.

O valor de kappa entre o padrão-ouro e a versão breve-6 foi k = 0,51; p < 0,001.

Com relação ao escore de regularidade, não houve diferença entre os gêneros.

A versão breve-6, comparada com o padrão-ouro, obteve média mais alta de escores de regularidade (3.9 ± 1,3; 2,9 ± 1,08, respectivamente).

A análise bivariada demonstrou significativa correlação entre a versão breve-6 e o padrão-ouro: na amostra total houve uma correlação forte (r = 0,87; p < 0,001) (Figura 1), e os indivíduos com epilepsia e transtorno depressivo apresentaram uma correlação mais robusta (r = 0,9; p < 0,001; r = 0,9; p < 0,001, respectivamente).

Houve correlação com idade na versão breve-6 (r = 0,2; p < 0,001), ainda mais significativa do que no padrão-ouro (r = 0,2; p < 0,01).

No padrão-ouro, 32,6% dos itens foram deixados em branco pelos sujeitos saudáveis. Incluindo os doentes, esse valor sobe para 34,5%. Já na versão breve-6, esse percentual diminui para 11,3% saudáveis e 13,2% ao incluir os doentes.

A análise ANOVA revelou que tanto na escala longa como na versão breve-6, com relação à regularidade, o grupo dos saudáveis, com médias de escores mais altas (3,2 ± 0,9 na escala longa e 4,2 ± 1,2 na versão breve-6), diferencia-se do grupo dos portadores de depressão (1,6 ± 0,9 na escala longa e 3,0 ± 1,1 na versão breve-6) e do grupo dos portadores de epilepsia (1,8 ± 0,8 na escala longa e 2.8 ± 1,1 na versão breve-6), que não apresentam diferença significativa com relação às médias de seus escores.

Já com relação à quantidade de atividades, tanto na escala longa como na versão breve-6, o grupo dos saudáveis (71,5 ± 11,6 na escala longa e 33,2 ± 0,9 na versão breve-6) assemelhou-se ao dos portadores de epilepsia (65,8 ± 12,9 na escala longa e 30,8 ± 4,3 na versão breve-6). Nas duas escalas, o grupo dos deprimidos apresentou médias mais baixas de escore total de atividades (55,3 ± 14,8 na escala longa e 27,9 ± 5,5 na versão breve-6), diferenciando-se dos outros grupos.

O teste de Shapiro-Wilk revelou a normalidade da distribuição dos escores da versão de seis itens (p < 0,001), também demonstrada no histograma (Figura 1).

 

DISCUSSÃO

Os resultados encontrados no presente estudo foram, no geral, muito comparáveis aos encontrados no processo de simplificação da versão em inglês. O índice de correlação entre as escalas longa e breve brasileiras foi semelhante ao encontrado na análise de correlação entre as versões longa e breve da escala em inglês (r = 0,9; p < 0,001)2.

O valor do coeficiente de Kappa apresentou uma força de concordância moderada entre a versão breve-6 e o padrão-ouro. Porém, o alto índice de concordância (90%) da versão breve-6 na amostra de doentes ressalta a validade do construto, dado que o instrumento destina-se ao contexto da pesquisa clínica.

A diferença encontrada entre as médias dos escores do grupo saudável e os dois grupos de doentes era um resultado esperado, que atesta a capacidade de discriminação do instrumento.

A simplificação da escala certamente favorece a sua utilização, diminuindo a porcentagem de itens não preenchidos. Já que não é possível saber se esses se devem à complexidade da escala ou à realidade da rotina do respondente, a simplificação elimina um importante fator de confusão, além da diminuição do custo em material impresso e facilitação do processo de padronização da aplicação do instrumento.

As análises do presente trabalho foram baseadas em um período de avaliação de sete dias, que foi um período menor do que no estudo da versão em inglês, de duas semanas. Além disso, a amostra teve tamanho menor. A participação de sujeitos portadores de patologias conferiu à amostra um grau maior de dispersão.

 

CONCLUSÃO

A versão breve brasileira concluiu-se com um item a mais do que a versão breve original em inglês. Ainda que o processo de estabelecimento da versão breve em português não tenha tido o compromisso de apresentar uma versão igual ao original, essa diferença não deve inviabilizar futuros estudos comparativos interculturais, uma vez que todos os itens da versão breve original estão contidos na versão final em português e que o processo de adaptação de instrumentos deve envolver uma cuidadosa análise da adequação do instrumento à cultura a que se destina, sobretudo quando o objeto de estudo envolve a esfera do comportamento.

A versão breve brasileira mostrou-se adequada para discriminar diferenças características entre grupos saudáveis e portadores de condições clínicas que tenham impacto sobre a variável ritmo social.

Estudos posteriores serão necessários a fim de avaliar as propriedades psicométricas do instrumento.

 

AGRADECIMENTOS

Agradecemos mais uma vez ao Dr. Thimothy Monk, pela autorização e apoio para a realização deste trabalho.

 

CONFLITO DE INTERESSES E FINANCIAMENTO

Este estudo não apresenta conflito de interesses. Este estudo foi financiado pelo Fundo de Incentivo à Pesquisa e Eventos/Hospital de Clínicas de Porto Alegre (Fipe/HCPA) e Programa de Iniciação Científica/Universidade Federal do Rio Grande do Sul (BIC/UFRGS).

 

REFERÊNCIAS

1. Monk TH, Flaherty JF, Frank E, Hoskinson K, Kupfer DJ. The Social Rhythm Metric - an instrument to quantify the daily rhythms of life. J Nerv Ment Dis. 1990;178:120-6.         [ Links ]

2. Monk TH, Kupfer DJ, Frank E, Potts, JM, Kupfer DJ. A simple way to measure daily lifestyle regularity. J Sleep Res. 2002;11:183-90.         [ Links ]

3. Sylvia LG, Allooy LB, Hafner JA, Gauger MC, Verdon K. Life events and social rhythms in bipolar spectrum disorders: a prospective study. Behav Ther. 2009;40:131-41.         [ Links ]

4. Monk TH, Reynolds CF, Kupfer DJ, Hoch CC, Carrier J, Houck PR. Differences over the life span in daily Life-Style Regularity. Int Soc Chronobiol. 1997;14(3):295-306.         [ Links ]

5. Brown G, Harris T. Social origins of depression. New York: The Free Press; 1978.         [ Links ]

6. Ehlers CL, Kupfer DJ, Frank E, Monk TH. Biological rhythms and depression: the role of zeitgebers and zeitstörers. Depression. 1993;1:285-93.         [ Links ]

7. Frank E, Anderson B, Reynolds CF, Ritenour A, Kupfer DJ. Life events and the research diagnostic criteria endogenous subtype. Arch Gen Psychiatry. 1994;51:519-25.         [ Links ]

8. Grandin LD, Alloy LB, Abramson LY. The social zeitgeber theory, circadian rhythms, and mood disorders: review and evaluation. Clin Psychol Rev. 2006;26:679-94.         [ Links ]

9. Frank E. Treating bipolar disorder. New York: Guilford Press; 2005.         [ Links ]

10. Frank E, Swartz HA, Kupfer DJ. Interpersonal and social rhythm therapy: managing the chaos of bipolar disorder. Biol Psychiatry. 2000;48:593-604.         [ Links ]

11. Monk TH, Kupfer DJ, Frank E, Potts, JM, Kupfer DJ. A simple way to measure daily lifestyle regularity. J Sleep Res. 2002;11:183-90.         [ Links ]

12. Schimitt R, Hidalgo MP. Tradução e validação de conteúdo da versão em português da Social Rhythm Metric-17 (SRM-17). Rev Psiquiat Rio Gd Sul. 2009;31(2):120-7.         [ Links ]

13. Schimitt RL, Zanetti T, Mayer M, Koplin C, Guarienti F, Hidalgo MP. Propriedades psicométricas da Escala de Ritmo Social em trabalhadores de turno regular. Rev Bras Psiquiatr. 2010;32(1):47-55.         [ Links ]

 

 

Endereço para correspondência:
Maria Paz L. Hidalgo
Laboratório de Cronobiologia
Rua Ramiro Barcelos, 2350, sala 2201E
CEP90035-903 - Porto Alegre, RS
E-mail: mpaz@cpovo.net

Recebido em 19/1/2012
Aprovado em 26/3/2012

 

 

Apêndice - Instruções para o cálculo do escore da versão breve da Escala de Ritmo Social

- Dispor os dados em uma planilha Microsoft® Excel 2000, ou suas variações:

 - Todas as células devem ser formatadas como hora (format - cells - number - time).

 - Criar uma grade com as atividades na primeira coluna vertical (coluna A) e os dias nas demais colunas. Digite a hora em que cada atividade foi realizada de B2 até H6 (para sete dias de atividade).

 - Na coluna I, calcular a hora média em que cada atividade foi realizada, inserindo a função Média.

 - Na coluna J, calcular o desvio-padrão para o mesmo conjunto de células acima, inserindo a função Desvio-padrão.

Ex.: atividade 1:

Dia 01 - 09:00

Dia 02 - 07:00

Dia 03 - 07:30

Dia 04 - 07:30

Dia 05 - 07:30

Dia 06 - 07:30

Dia 07 - 09:00

Média: 07:51

Desvio-padrão: 0:03

- Calcule os limites mínimo (coluna K) e máximo (coluna L) em torno do valor médio para determinar os valores excedentes. Valores excedentes representam as atividades que ocorreram do 1.5 desvio-padrão em torno do valor médio.

As fórmulas são:

Hora min. - pode ser digitada na célula K2 a seguinte sintaxe: =I2-(1,5*J2), e copiada para as demais células da coluna K.

Hora max. - pode ser digitada na célula L2 a seguinte sintaxe: =I2+(1,5*J2), e copiada para as demais células da coluna L.

No exemplo acima:

Hora min. = 07:51 - (1.5 x 0:03) = 06:39

Hora max. = 07:51+ (1.5 x 0:03) = 09:03

Assim, todos os valores que excederem o intervalo de 06:39 e 09:03 devem ser removidos. O Excel permite identificar valores excedentes por meio das funções SE e E. Digitar na célula M2 a seguinte sintaxe: =SE(E(B2>=$K2;B2<=$L2);B2;"") e copiá-la até a célula S6. Essa sintaxe estabelecerá condições para a permanência de valores no intervalo e excluirá valores extremos.

- Baseado nessa nova grade de horários sem valores excedentes, recalcular a hora média (na coluna T). Essa é a hora habitual em que a atividade é realizada. No exemplo acima, a nova média é 07:40. Agora, é necessário determinar os hits, isto é, as atividades que ocorrem dentro de uma faixa de tempo de 45 minutos antes e 45 minutos depois da hora média. A fórmula é:

Min. hit limit=nova média - 45 minutes

Max. hit limit=nova média + 45 minutes

No exemplo acima:

Min. hit limit=07:31-00:45=06:55

Max. hit limit=07:31+00:45=08:25, isto é, o hit deverá cair no intervalo entre 06:55 e 08:25.

- Selecione as atividades que ocorreram ao menos três vezes na semana, as quais são aquelas com possibilidade de ser hit, e faça uma contagem simples dos dias em que essas atividades foram realizadas. Isso pode ser feito inserindo a função =CONT.NÚM (inserir o intervalo). Assim, estabeleça uma coluna de possíveis hits. Se no exemplo os dados estão no intervalo M2:S6, a contagem é realizada, linha a linha, digitando, na primeira célula dessa coluna de possíveis hits, a seguinte sintaxe: =CONT NUM (M2:S2), na segunda célula =CONT NUM (M3:S3), e assim sucessivamente. Ao final da coluna, é possível contar apenas os valores iguais ou maiores que três, usando a função CONTAR SE. Se a coluna de possíveis hits, por exemplo, vai de X2 a X6, digite na célula do resultado a seguinte sintaxe: =CONT.SE(X2:X6;">2"). Isso fornecerá a quantidade de dias com possíveis hits.

- Agora realize a contagem dos hits. Exemplo:

Grade de horas: espaço M2:S6

Min. hit limit: coluna U

Max. hit limit: coluna V

Digite na primeira célula da coluna de hits a seguinte sintaxe: =SOMARPRODUTO(N(M2:S2>=U2);N(M2:S2<=V2)), e assim sucessivamente para cada linha. Ao final, some o total dos hits.

No exemplo acima, das seis atividades, cinco ocorreram ao menos três vezes na semana.

 

 

Escore de regularidade = total hits/número de atividades que ocorreram ao menos três vezes na semana.

Escore de regularidade = 11/5=2.2.

O escore do total de atividades realizadas é obtido com a simples contagem do total de atividades realizadas. Se os dados originais, antes da exclusão dos valores extremos, estão no intervalo B2:H6, a contagem pode ser realizada inserindo-se em uma célula qualquer a sintaxe: =CONT.NUM (B2:H6).

Escala de Ritmo Social - Versão Breve

Instruções: Por favor, complete este formulário ao final do dia, pelo período que for solicitado. Cada linha corresponde a um dia. Escreva o dia da semana (seg;ter;qua;qui;sex;sab;dom) e escreva a data (dia/mês/ano) do dia que você estiver preenchendo. Para cada atividade, é muito importante que você indique a hora em que começou a realizá-la. Circule AM (antes do meio-dia) ou PM (pós-meio-dia, depois do meio-dia) para que possamos saber se você fez a atividade na parte da manhã ou na parte da tarde. Se você não fez alguma das atividades, marque a opção "Não fiz".

Nome do participante:________________________Sexo:________________Idade:_______Escolaridade:_________________

Telefone:_____________________________Endereço:___________________________________________________

 


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