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Adaptação transcultural e validação da Readiness for Interprofessional Learning Scale no Brasil

Adaptación transcultural y validación de la Readiness for Interprofessional Learning Scale en Brasil

RESUMO

Objetivo

Realizar a adaptação transcultural e a validação da versão de 29-itens daReadiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) para língua portuguesa falada no Brasil.

Método

Foram adotadas cinco etapas: três traduções, síntese, três retrotraduções, avaliação por especialistas e pré-teste. A validação contou com 327 estudantes de 13 cursos de graduação de uma universidade pública. Foram realizadas análises paralelas com o software R e a análise fatorial utilizando Modelagem de Equações Estruturais.

Resultados

A análise fatorial resultou em uma escala de 27 itens e três fatores: Fator 1 – Trabalho em equipe e colaboração com 14 itens (1-9, 12-16), Fator 2 – Identidade profissional, oito itens (10, 11, 17, 19, 21-24), e Fator 3 – Atenção à saúde centrada no paciente, cinco itens (25-29). Alfa de Cronbach dos três fatores foi respectivamente: 0,90; 0,66; 0,75. Análise de variância mostrou diferenças significativas nas médias dos fatores dos grupos profissionais.

Conclusão

Foram identificadas evidências de validação da versão em português da RIPLS em sua aplicação no contexto nacional.

Relações Interprofissionais; Educação Superior; Questionários; Comparação Transcultural; Estudos de Validação

RESUMEN

Objetivo

Realizar la adaptación transcultural y la validación de la versión de 29 ítems de la Readiness for Interprofessional Learning Scale(RIPLS) para el portugués hablado en Brasil.

Método

Adoptado cinco etapas: tres traducciones, síntesis, tres retro-traducciones, evaluación de expertos y pretest. Validación consistió de 327 alumnos de 13 cursos de formación de grado en una universidad pública. Análisis paralelos con el software R y análisis factorial utilizando Modelo de Ecuaciones Estructurales fueron realizados.

Resultados

El análisis factorial resultó en una escala de 27 ítems y tres factores: Factor 1 - Trabajo en equipo y colaboración con 14 ítems (1-9, 12-16), Factor 2 - Identidad Profesional ocho ítems (10, 11, 17, 19, 21-24) y Factor 3 - Atención a la salud centrada en el paciente, cinco ítems (25- 29). El Alfa de Cronbach de los tres factores fueron, respectivamente: 0,90; 0,66; 0.75. Análisis de varianza mostró diferencias significativas en los promedios de los grupos profesionales.

Conclusión

Se identificaron evidencias de validación de la versión en portugués de RIPLS en su aplicación en el contexto nacional.

Relaciones Interprofesionales; Educación Superior; Cuestionarios; Comparación Transcultural; Estudios de Validación

ABSTRACT

Objective

Conduct a cross-cultural adaptation of the expanded version of the 29-items Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) into Brazilian Portuguese.

Method

Five steps were adopted: three translations, synthesis, three back-translations, assessment by an expert committee, and pre-test. Validation comprised 327 students from 13 undergraduate health courses from a public university. Parallel analyses were conducted using the R software and factor analysis using Exploratory Structural Equation Modeling.

Results

11. Reeves S, Perrier L, Goldman J, Freeth D, Zwarenstein M. Interprofessional education: effects on professional practice and healthcare outcomes (update). Cochrane Database Syst Rev. 2013;(3):CD002213. 99. Thannhauser J, Russel-Mayhew S, Scott C. Measures of interprofessional education and collaboration. J Interprof Care. 2010;24(4):336-49. 1212. Wilhelmsson M, Ponzer S, Dahlgren LO, Timpka T, Faresjö T. Are female studentes in general and nursing students more ready for teamwork and interprofessional collaboration in healthcare? BMC Med Educ. 2011;11:15. doi 10.1186/1472-6920-11-15 1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32. 1010. Coster S, Norman I, Murrells T, Kitchen S, Meerabeau E, Sooboodoo E, et al. Interprofessional attitudes among undergraduate students in the health professions: a longitudinal questionnaire survey. Int J Nurs Stud. 2008;45(11):1667-81. 1111. Aziz Z, Teck LC, Yen PY. The attitudes of medical, nursing and pharmacy studentes to inter-professional learning. Soc Behav Sci. 2011;29:639-45. 1717. Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2000;25(24):3186-91. 1919. Hair JF, Anderson RE, Tathan RL, Black WC. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005. 2121. Venables WN, Smith DM. The R Development Core Team. An introduction to R, Version 2.2.0 R-Project [Internet]. [cited 2013 Oct 10]. Available from: http://CRAN.R-project.org
http://CRAN.R-project.org...
2424. Hair JF, Black WC, Babin BJ, Anderson RE. Multivariate data analysis. 7nd ed. New Jersey: Pearson Education International; 2010. 2525. Razali NM, Wah YB. Power comparisons of Shapiro-Wilk, Kolmogorov-Smirnov, Lilliefors and Anderson-Darling tests. J Stat Modeling Anal. 2011;2(1):21-33. 2929. Williams B, Brown T, Boyle M. Construct validation of the readiness for interprofessional learning scale: a rasch and factor analysis. J Interprof Care 2012;26(4):326-32.

Conclusion

Evidences were found relating to the validity of the RIPLS version in Brazilian Portuguese in its application in the national context.

Interprofessional Relation; Education; Methods; Questionnaire

INTRODUÇÃO

A Educação Interprofissional (EIP) é definida como qualquer intervenção em que “members of more than one health or social care (or both) professions learn interactively together, for the explicit purpose of improving interprofessional collaboration or the health/well being (or both) of patient/clients”(11. Reeves S, Perrier L, Goldman J, Freeth D, Zwarenstein M. Interprofessional education: effects on professional practice and healthcare outcomes (update). Cochrane Database Syst Rev. 2013;(3):CD002213.). A EIP vem sendo desenvolvida, internacionalmente, há décadas, e na atualidade é reconhecida como uma abordagem baseada em evidências que permitem ampliar a resolutividade dos serviços e a qualidade da atenção à saúde(22. World Health Organization. Framework for action on interprofessional education & collaborative practice. Geneva: WHO; 2010.). Embora a EIP seja relativamente comum em países como Estados Unidos, Canadá e Reino Unido, só recentemente vem sendo introduzida no Brasil(33. Batista NA. Educação interprofissional em saúde: concepções e práticas. Cad FNEPAS. 2012;(2):25-8.-44. Peduzzi M, Norman I, Germani ACGG, Silva JAM, Souza GC. Interprofessional education: training for healthcare professionals for teamwork focusing on users. Rev Esc Enferm USP [Internet]. 2013 [cited 2014 Oct 10];47(4):977-83. Available from: http://www.scielo.br/pdf/reeusp/v47n4/en_0080-6234-reeusp-47-4-0977.pdf
http://www.scielo.br/pdf/reeusp/v47n4/en...
).

Historicamente, o modelo de formação dos profissionais de saúde predominante no Brasil é uniprofissional e biomédico(55. Feuerwerker LCM, Sena RR. Contribuição ao movimento de mudança na formação profissional em saúde: uma avaliação das experiências UNI. Interface Comun Saúde Educ. 2002;6(10):37-50.). Nos anos de 1990, a introdução do Programa UNI – Uma Nova Iniciativa na Educação dos Profissionais de Saúde: União com a Comunidade – ajudou a promover a concepção de prática interdisciplinar e multiprofissional(55. Feuerwerker LCM, Sena RR. Contribuição ao movimento de mudança na formação profissional em saúde: uma avaliação das experiências UNI. Interface Comun Saúde Educ. 2002;6(10):37-50.). Em 2000 foram implementadas as Diretrizes Curriculares Nacionais (DCN) para os cursos de graduação em saúde, que enfatizavam o ensino baseado em competências, incluindo o trabalho em equipe multidisciplinar para todos os cursos de saúde. As DCN resultaram em vários programas educacionais inovadores com currículos parcialmente integrados em cursos de graduação de medicina, enfermagem, odontologia, farmácia, fisioterapia(66. Barreto ICHC, Loiola FA, Andreade LOM, Moreira AEMM, Cavalcanti CGCS, Arruda CAM, et al. Development of interprofessional collaborative practices within undergraduate programs on healthcare: case study on the Family Health Alliance in Fortaleza (Ceará, Brazil). Interface Comum Saúde Educ. 2011;15(36):199-212.). Essas iniciativas tiveram o suporte de importantes atores sociais, incluindo o Ministério da Saúde, a Organização Pan-Americana da Saúde, a Organização Mundial da Saúde e outras agências internacionais, como a Fundação Kellogg, e universidades(66. Barreto ICHC, Loiola FA, Andreade LOM, Moreira AEMM, Cavalcanti CGCS, Arruda CAM, et al. Development of interprofessional collaborative practices within undergraduate programs on healthcare: case study on the Family Health Alliance in Fortaleza (Ceará, Brazil). Interface Comum Saúde Educ. 2011;15(36):199-212.). Considerados estes avanços, permanece o debate acerca da necessidade de introdução da EIP no Brasil.

Até o presente momento, oportunidades formais e informais de EIP no país são raras(33. Batista NA. Educação interprofissional em saúde: concepções e práticas. Cad FNEPAS. 2012;(2):25-8.). Por exemplo, entre os 197 cursos de medicina (42% públicos e 58% privados) e os 883 cursos de enfermagem (16% públicos e 84% privados)(77. Brasil. Ministério da Educação. Instituições de Educação Superior e Cursos Cadastrados [Internet]. Brasília; 2012-2013 [citado 18 fev. 2013]. Disponível em: http://emec.mec.gov.br/
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), somente uma universidade pública implementou um currículo integrado baseado na abordagem de EIP e apenas alguns poucos cursos promovem práticas interprofissionais. Contudo, se considerarmos a relevância do trabalho em equipe na política pública de saúde e as necessidades de fortalecimento do Sistema Único de Saúde (SUS), a ampliação da EIP é um imperativo no país(66. Barreto ICHC, Loiola FA, Andreade LOM, Moreira AEMM, Cavalcanti CGCS, Arruda CAM, et al. Development of interprofessional collaborative practices within undergraduate programs on healthcare: case study on the Family Health Alliance in Fortaleza (Ceará, Brazil). Interface Comum Saúde Educ. 2011;15(36):199-212.).

Para a construção de um ambiente favorável ao efetivo aprendizado interprofissional no Brasil é necessário desenvolver estudos que permitam conhecer qual tipo de educação funciona melhor, em que circunstâncias e como esta pode impactar nos resultados da atenção à saúde de usuários e população, trabalhadores e organizações.

Uma das variáveis mais importantes a considerar na introdução da EIP ou do aprendizado interprofissional, são as atitudes e as expectativas de estudantes que podem não ter aprendido ou trabalhado juntos anteriormente. A Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS)(88. Parsell G, Bligh J. The development of a questionnaire to assess the readiness of health care students for interprofessional learning (RIPLS). Med Educ. 1999;33(2): 95-100.) é uma escala amplamente utilizada e validada, que permite avaliar a disponibilidade dos estudantes para o aprendizado compartilhado com alunos de outras áreas(99. Thannhauser J, Russel-Mayhew S, Scott C. Measures of interprofessional education and collaboration. J Interprof Care. 2010;24(4):336-49.). A escala vem sendo utilizada em estudos recentes de investigação de atitudes de estudantes de saúde(1010. Coster S, Norman I, Murrells T, Kitchen S, Meerabeau E, Sooboodoo E, et al. Interprofessional attitudes among undergraduate students in the health professions: a longitudinal questionnaire survey. Int J Nurs Stud. 2008;45(11):1667-81.-1111. Aziz Z, Teck LC, Yen PY. The attitudes of medical, nursing and pharmacy studentes to inter-professional learning. Soc Behav Sci. 2011;29:639-45.) e de impacto das características dos estudantes e do programa no sentido de promover a colaboração com colegas de outras áreas profissionais(1212. Wilhelmsson M, Ponzer S, Dahlgren LO, Timpka T, Faresjö T. Are female studentes in general and nursing students more ready for teamwork and interprofessional collaboration in healthcare? BMC Med Educ. 2011;11:15. doi 10.1186/1472-6920-11-15).

Estudo recente que compara a RIPLS e a IEPS (Interdisciplinary Education Perception Scale) sugere que ambas as escalas podem ser utilizadas para monitorar o desenvolvimento e impacto da EIP em estudantes(1313. Lie DA, Fung CC, Trial J, Lohenry K. A comparison of two scales for assessing health professional student’s attitude toward interprofessional learning. Med Educ Online 2013;18:21885. doi: 10.3402/meo.v18i0.21885.). A primeira versão da RIPLS(88. Parsell G, Bligh J. The development of a questionnaire to assess the readiness of health care students for interprofessional learning (RIPLS). Med Educ. 1999;33(2): 95-100.) tinha 19 itens e três fatores (Trabalho em equipe e colaboração, Identidade profissional, Papéis e responsabilidades). Recentemente os autores incluíram mais 10 itens resultando em uma versão de 29 itens e quatro fatores (Trabalho em equipe e colaboração, Identidade profissional, Papéis e responsabilidades, e um novo fator relacionado à Atenção à saúde centrada no paciente)(1414. Mattick K, Bligh J. Readinss for interprofessional learning scale. In: Bluteau J, editor. Interprofessional education. London: MacMillan; 2007.). A versão expandida de RIPLS com 29 itens foi validada por Reid et al.(1515. Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.), em 2006, com profissionais em cursos de pós-graduação: médicos clínicos, enfermeiras, e tecnólogos em saúde (allied health Professional) de unidades de atenção primária à saúde. A versão de 29 itens da RIPLS também foi validada por El-Zubier et al.(1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.), em 2006, com estudantes dos dois últimos anos de graduação em medicina e enfermagem nos Emirados Árabes.

Considerando a inexistência, no país, até o presente momento, de escala validada para ser aplicada neste tipo de população, o objetivo deste estudo foi validar uma versão da RIPLS com 29 itens em língua portuguesa falada no Brasil.

MÉTODO

Fase 1 - Adaptação transcultural da RIPLS para a língua portuguesa falada no Brasil

Estágio 1-3 – Tradução do instrumento

Este artigo descreve duas fases de adaptação transcultural da RIPLS para a língua portuguesa falada no Brasil, com base em metodologia que inclui a validação(1717. Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2000;25(24):3186-91.). A primeira fase de adaptação transcultural compreende cinco estágios: tradução, síntese, retrotradução, avaliação pelo comitê de especialistas e pré-teste(1717. Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2000;25(24):3186-91.). No estágio 1, foram feitas três traduções independentes por tradutores cuja língua nativa era o português falado no Brasil. A seguir, no estágio 2, foi produzida uma síntese pelos pesquisadores, resultando em uma tradução comum. No estágio 3, foram feitas três retrotraduções por tradutores nativos de língua inglesa que não tinham tido contato com o questionário original, mas que tinham proficiência em português.

Estágio 4 - Avaliação pelo comitê de especialistas

A validade de conteúdo frequentemente é determinada qualitativamente por meio de um painel de especialistas, mas a literatura também refere análise quantitativa da concordância entre os avaliadores(1818. Wynd CA, Schmidt B, Schaefer MA. Two quantitative approaches for estimating content validity. West J Nurs Res. 2003;25(5):508-18.). Autores sugerem a utilização de um índice de concordância que permite a verificação quantitativa da validação de conteúdo. Neste estágio, participou um comitê de 11 especialistas formado por professores de cursos de graduação da área de saúde, incluindo medicina, enfermagem, terapia ocupacional, fonoaudiologia e duas especialistas no método de adaptação transcultural de instrumento. Estes avaliadores receberam cópia das traduções, síntese, retrotraduções e da escala original, bem como um instrumento específico para avaliação da síntese proposta em relação à sua equivalência (semântica, idiomática, experimental e cultural) à escala original em inglês. Este comitê de avaliadores deveria alcançar concordância igual ou maior que 90%, assim, os itens que obtiveram classificação menor que 80% somente foram considerados adequados após discussão em reunião do comitê. Vinte e quatro itens da escala alcançaram 80% de concordância, cinco itens tiveram escores mais baixos que variaram entre 72,7% (itens 5, 6 e 25) e 54,5% para o item 17 (A função dos demais profissionais de saúde é principalmente apoio aos médicos). Os especialistas optaram por discutir todos os itens e fizeram alterações de modo a alcançar um consenso superior a 90%. Ao término desse processo de avaliação, o comitê chegou a 90% de concordância em todos os itens da escala, produzindo a versão pré-final da escala adaptada ao português.

Estágio 5 - Pré-teste

No estágio cinco foi realizado pré-teste com 54 estudantes do segundo e terceiro ano do curso de graduação em medicina, enfermagem, nutrição, terapia ocupacional, fisioterapia e fonoaudiologia de uma universidade pública do município de São Paulo. Para convidar os estudantes a participar do estudo foi feito contato com os professores dos respectivos cursos para solicitar autorização de se fazer, no início e no final da aula, uma breve apresentação da pesquisa, bem como o convite. A pesquisa foi aprovada pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Escola de Enfermagem da Universidade de São Paulo (Processo 919/2010/CEP) e pelos diretores das 13 unidades de ensino da universidade estudada (as duas fases foram aprovadas – adaptação transcultural e validação).

A amostra não foi estratificada no pré-teste. Após autoaplicação do instrumento, os estudantes foram entrevistados para identificar problemas na escala ou em itens individuais, bem como sugestões de mudanças na escala antes da validação.

Entre os 54 estudantes incluídos no pré-teste, 35 (65,8%) concordaram em participar da entrevista. Destes, 17 (48,5%) estudantes não referiram nenhuma dificuldade na compreensão da escala, quatro (11,4%) tiveram dificuldade em apenas um item dentre os seguintes: 2, 5, 6, ou 19; dois (5,7%) no item 18; três (8,6%) no item 22; e três (8,6%) no item 27. Cinco (14,2%) alunos referiram dificuldade na compreensão do item 20.

Fase 2 - Validação no contexto brasileiro da versão em português da RIPLS

Amostra

Participaram do estudo 347 estudantes de uma universidade pública os quais responderam a versão pré-final da RIPLS em português. A amostra excluiu os 54 alunos do pré-teste. À época da aplicação do instrumento, tanto os participantes do pré-teste como os da validação não haviam participado de programa formal de EIP na universidade. Foram incluídos alunos dos seguintes cursos: ciências da atividade física, educação física, enfermagem, farmácia, fisioterapia, fonoaudiologia, gerontologia, medicina, nutrição, obstetrícia, odontologia, psicologia e terapia ocupacional.

O tamanho amostral foi definido segundo o critério de no mínimo 10 indivíduos para cada item da escala(1919. Hair JF, Anderson RE, Tathan RL, Black WC. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005.), portanto 290, mais 20% de perda amostral esperada, resultando em 348 indivíduos. Participaram 347 porque houve uma perda. A amostra foi estratificada por curso, segundo o total de alunos do terceiro ano de graduação, no segundo semestre de 2011, totalizando 901 estudantes. Para definir a amostra estratificada foi utilizada a fração amostral de 0,386238 que resultou da divisão da amostra de 348 dividida pelo total de 901 alunos. Esta fração amostral também foi aplicada para cada curso (Tabela 1).

Tabela 1
Número de estudantes do terceiro ano de graduação e tamanho amostral - São Paulo, SP, Brasil, 2011-2012.

A coleta de dados foi realizada entre outubro de 2011 e maio de 2012. Para a aproximação e convite aos estudantes, os professores do terceiro ano de graduação (segundo semestre de 2011 e primeiro semestre de 2012) foram contatados para a autorização da apresentação da pesquisa no início ou término da aula. Em data previamente combinada com os referidos professores, pesquisadores de campo treinados para o estudo, orientaram os estudantes sobre a pesquisa e os convidaram a participar.

Análise estatística

Para investigar as dimensões da versão em português da RIPLS foram realizadas análises paralelas(2020. Horn JL. A rationale and technique for estimating the number of factors in factor analysis. Psychometrika. 1965;30:179-85.), utilizando o software R(2121. Venables WN, Smith DM. The R Development Core Team. An introduction to R, Version 2.2.0 R-Project [Internet]. [cited 2013 Oct 10]. Available from: http://CRAN.R-project.org
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)que permite obter informações sobre o número de fatores a serem extraídos. A dimensionalidade da escala foi avaliada utilizando a Modelagem de Equação Estrutural Exploratória (ESEM)(2222. Asparouhov T, Muthén B. Exploratory structural equation modeling. Struct Equ Modeling. 2009;16(4):397-438.) a partir do software Mplus 7.

Considerando que escalas do tipo Likert, como utilizada na RIPLS, representam nível de medida categórico e ordinal, foi adotada matriz de correlações policóricas como a mais robusta fonte de informação para análise da ESEM. Para estimação foi utilizado o método dos Mínimos Quadrados Ponderados Robustos (WLSMV), recomendado para modelos com indicadores categóricos que não mostram distribuição multivariada normal, tal como ocorre com a RIPLS. A rotação imposta na matriz foi do tipo oblíqua GEOMIN para estimar as correlações entre os fatores extraídos(2222. Asparouhov T, Muthén B. Exploratory structural equation modeling. Struct Equ Modeling. 2009;16(4):397-438.).

Para avaliar o grau de ajuste do modelo fatorial definido aos dados empíricos foram utilizados os seguintes índices de ajuste: Índice de Ajuste Comparativo – CFI [valores ≥0,90 indicam ajuste aceitável; sendo esperados valores ≥0,95 para ajuste]; Raiz do Erro Quadrático Médio Aproximado – RMSEA, e sua versão padronizada – SRMR [valores ≤ 0,06 indicam ajuste, com limite máximo aceitável de 0,08], além da Raiz Quadrada da Média Residual Ponderada [valores inferiores a 0,90 indicam modelos ajustados(2323. Muthén LK, Muthén BO. Mplus user’s guide. 2nd ed. Los Angeles: Muthén & Muthén; 2001.-2424. Hair JF, Black WC, Babin BJ, Anderson RE. Multivariate data analysis. 7nd ed. New Jersey: Pearson Education International; 2010.). Por se tratar de um estudo exploratório com Análise Fatorial Exploratória (AFE) definiu-se o valor de 0,60 como o limite inferior aceitável para o índice de consistência interna alfa de Cronbach(1919. Hair JF, Anderson RE, Tathan RL, Black WC. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005.).

Foram realizadas análises de variância (Anova) para verificar se existiam diferenças significativas nas médias dos fatores em função do curso de graduação dos participantes. Também foram feitas análises post hoc pelo método de comparações múltiplas das diferenças honestamente significativas de Tukey’s HSD, conforme indicação da literatura(1919. Hair JF, Anderson RE, Tathan RL, Black WC. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005.).

RESULTADOS

Na fase de validação, inicialmente os dados foram submetidos a análises exploratórias para verificação dos pressupostos do modelo linear geral. A análise dos valores perdidos mostrou baixo percentual de perdas (0,9%), todas não sistemáticas. A análise da distância de Mahalanobis indicou 20 casos extremos (outliers) multivariados (limite crítico=56,892; p<0,001; df=28), os quais representavam 5,76% da amostra total (n=347). Esses casos se mostraram assistemáticos e foram desconsiderados nas análises subsequentes, que contaram com 327 casos.

Testes de normalidade Shapiro-Wilk indicaram que a distribuição dos itens se distancia da distribuição normal padrão ao nível de p<0,001(2525. Razali NM, Wah YB. Power comparisons of Shapiro-Wilk, Kolmogorov-Smirnov, Lilliefors and Anderson-Darling tests. J Stat Modeling Anal. 2011;2(1):21-33.). Entretanto, a análise mostrou que os distanciamentos foram marginais, o que não representa problemas para as análises com o estimador WLSMV, que é robusto e acomoda bem pequenos desvios de normalidade, sobretudo quando utilizadas em amostras superiores a 200 casos(2424. Hair JF, Black WC, Babin BJ, Anderson RE. Multivariate data analysis. 7nd ed. New Jersey: Pearson Education International; 2010.).

Análise da dimensionalidade da escala – Análise fatorial exploratória

Os resultados das análises paralelas(2020. Horn JL. A rationale and technique for estimating the number of factors in factor analysis. Psychometrika. 1965;30:179-85.) indicaram a pertinência da extração de até três fatores conforme ilustra a Figura 1.

Figura 1
Resultados das análises paralelas.

A solução fatorial de três fatores com o método WLSMV mostrou ajuste dos dados coletados (CMIN= 576,860; df=322; p<0,001; CFI=0,97; RMSEA=0,049 CI=90%: 0,043-0,056; PCLOSE: 0,573; WRMR=0,830). Todos os itens apresentaram carga fatorial significante no nível de p<0,005. Somente quatro itens mostraram saturação ≥0,30 em mais de um fator (itens 10, 11, 12 e 14), podendo-se considerar esse número de itens complexos como relativamente baixo. Dois outros itens não apresentaram saturação em nenhum dos fatores, tendo sido excluídos do instrumento (itens 18 e 20). A Tabela 2apresenta os resultados para a matriz fatorial da escala.

Tabela 2
Distribuição das cargas fatoriais e Alfa de Cronbach dos três fatores da RIPLS validada em português - São Paulo, SP, Brasil, 2011.

A versão em português da RIPLS resultou em 27 itens agrupados em três fatores. O Fator 1 ‘Trabalho em equipe e colaboração’ com 14 itens (11. Reeves S, Perrier L, Goldman J, Freeth D, Zwarenstein M. Interprofessional education: effects on professional practice and healthcare outcomes (update). Cochrane Database Syst Rev. 2013;(3):CD002213.

2. World Health Organization. Framework for action on interprofessional education & collaborative practice. Geneva: WHO; 2010.

3. Batista NA. Educação interprofissional em saúde: concepções e práticas. Cad FNEPAS. 2012;(2):25-8.

4. Peduzzi M, Norman I, Germani ACGG, Silva JAM, Souza GC. Interprofessional education: training for healthcare professionals for teamwork focusing on users. Rev Esc Enferm USP [Internet]. 2013 [cited 2014 Oct 10];47(4):977-83. Available from: http://www.scielo.br/pdf/reeusp/v47n4/en_0080-6234-reeusp-47-4-0977.pdf
http://www.scielo.br/pdf/reeusp/v47n4/en...

5. Feuerwerker LCM, Sena RR. Contribuição ao movimento de mudança na formação profissional em saúde: uma avaliação das experiências UNI. Interface Comun Saúde Educ. 2002;6(10):37-50.

6. Barreto ICHC, Loiola FA, Andreade LOM, Moreira AEMM, Cavalcanti CGCS, Arruda CAM, et al. Development of interprofessional collaborative practices within undergraduate programs on healthcare: case study on the Family Health Alliance in Fortaleza (Ceará, Brazil). Interface Comum Saúde Educ. 2011;15(36):199-212.

7. Brasil. Ministério da Educação. Instituições de Educação Superior e Cursos Cadastrados [Internet]. Brasília; 2012-2013 [citado 18 fev. 2013]. Disponível em: http://emec.mec.gov.br/
http://emec.mec.gov.br/...

8. Parsell G, Bligh J. The development of a questionnaire to assess the readiness of health care students for interprofessional learning (RIPLS). Med Educ. 1999;33(2): 95-100.
-99. Thannhauser J, Russel-Mayhew S, Scott C. Measures of interprofessional education and collaboration. J Interprof Care. 2010;24(4):336-49. e 1212. Wilhelmsson M, Ponzer S, Dahlgren LO, Timpka T, Faresjö T. Are female studentes in general and nursing students more ready for teamwork and interprofessional collaboration in healthcare? BMC Med Educ. 2011;11:15. doi 10.1186/1472-6920-11-15

13. Lie DA, Fung CC, Trial J, Lohenry K. A comparison of two scales for assessing health professional student’s attitude toward interprofessional learning. Med Educ Online 2013;18:21885. doi: 10.3402/meo.v18i0.21885.

14. Mattick K, Bligh J. Readinss for interprofessional learning scale. In: Bluteau J, editor. Interprofessional education. London: MacMillan; 2007.

15. Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.
-1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.) está relacionado a atitudes positivas e disponibilidade para aprendizado compartilhado, trabalho em equipe, colaboração, confiança e respeito em relação a estudantes de outras áreas profissionais. O Fator 2 ‘Identidade profissional’, com oito itens (1010. Coster S, Norman I, Murrells T, Kitchen S, Meerabeau E, Sooboodoo E, et al. Interprofessional attitudes among undergraduate students in the health professions: a longitudinal questionnaire survey. Int J Nurs Stud. 2008;45(11):1667-81., 1111. Aziz Z, Teck LC, Yen PY. The attitudes of medical, nursing and pharmacy studentes to inter-professional learning. Soc Behav Sci. 2011;29:639-45., 1717. Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2000;25(24):3186-91., 1919. Hair JF, Anderson RE, Tathan RL, Black WC. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005., 2121. Venables WN, Smith DM. The R Development Core Team. An introduction to R, Version 2.2.0 R-Project [Internet]. [cited 2013 Oct 10]. Available from: http://CRAN.R-project.org
http://CRAN.R-project.org...

22. Asparouhov T, Muthén B. Exploratory structural equation modeling. Struct Equ Modeling. 2009;16(4):397-438.

23. Muthén LK, Muthén BO. Mplus user’s guide. 2nd ed. Los Angeles: Muthén & Muthén; 2001.
-2424. Hair JF, Black WC, Babin BJ, Anderson RE. Multivariate data analysis. 7nd ed. New Jersey: Pearson Education International; 2010.), apresenta cinco itens que remetem a atitudes negativas para aprendizagem interprofissional. Os demais três itens (2222. Asparouhov T, Muthén B. Exploratory structural equation modeling. Struct Equ Modeling. 2009;16(4):397-438.

23. Muthén LK, Muthén BO. Mplus user’s guide. 2nd ed. Los Angeles: Muthén & Muthén; 2001.
-2424. Hair JF, Black WC, Babin BJ, Anderson RE. Multivariate data analysis. 7nd ed. New Jersey: Pearson Education International; 2010.) referem-se à autonomia profissional e objetivos clínicos de cada profissão. Neste sentido, este fator expressa atitudes em relação à identidade profissional, embora com componente competitivo. O Fator 3 ‘Atenção à saúde centrada no paciente’ com cinco itens se refere à atitude positiva e disponibilidade para entender as necessidades da perspectiva do paciente com base em relações de confiança, compaixão e cooperação (Tabela 2).

Do ponto de vista estrutural, os três fatores são correlacionados entre si. Foi observado padrão de associação positivo entre o Fator 1 (Trabalho em equipe e colaboração) e o Fator 3 (Atenção à saúde centrada no paciente) (r=0,44), evidenciando uma relação diretamente proporcional. Inversamente, o padrão de associação do Fator 2 (Identidade profissional) com os demais Fatores é negativa F2 – F1 (r=-0,53); F2 - F3 (r=-0,33).

Para análise dos escores, na representação das pontuações médias nos três fatores, todos os itens foram invertidos. Assim, a escala de resposta passou a representar os seguintes números/rótulos semânticos (1=Discordo totalmente, 2=Discordo; 3=Não concordo nem discordo; 4=Concordo; 5=Concordo totalmente). Deste modo, quanto maior o escore maior a concordância com o item é mais fortes as atitudes e a disponibilidade para a aprendizagem interprofissional. Do ponto de vista da associação entre os escores fatoriais para a amostra total (N=327), as correlações foram as seguintes: F1 e F2 (r= -0,45;p<0,01); F1 e F3 (r= 0,35;p<0,01); F2 e F3 (r= -0,05;p<0,38). A relação entre ‘Identidade profissional’ e ‘Atenção à saúde centrada no paciente’ não foi significativa.

Análise da variância dos estudantes de diferentes grupos profissionais

O teste de homogeneidade da variância de Levene indicou um padrão homocedástico para os três escores fatoriais (F1. Levene=0,784;p<0,667; F2. Levene=1.377;p<0,175; F3. Levene=1,402;p<0,164). Os resultados da Anova indicaram diferenças significativas nas pontuações de todos os escores: Fator 1 [F(2,326)=5,413, p≤0,001]; Fator 2 [F(2,326)=14,233, p≤0,001]; Fator 3 [F(2,326)=2,365, p≤0,006].

Análise post hoc mostrou que no Fator 1 ‘Trabalho em equipe e colaboração’ os estudantes de medicina têm médias significativamente menores que os estudantes de fonoaudiologia, nutrição e gerontologia. Não foram identificadas outras diferenças significativas nos demais cursos. No Fator 2 ‘Identidade profissional’, foram identificados quatro subgrupos com diferenças significantes, embora com escores baixos. Isto sugere haver baixa concordância com as variáveis do Fator 2 que estão relacionadas com atitude competitiva frente a outras áreas profissionais. Cabe destacar que o subgrupo 1 (Gerontologia, Enfermagem, Educação Física e Terapia Ocupacional) apresenta um desacordo superior com este Fator, enquanto o subgrupo 4 (Medicina, Odontologia, Psicologia) mostra um desacordo menor. No Fator 3 ‘Atenção à saúde centrada no paciente’ verificaram-se significantes diferenças entre os grupos profissionais, embora estas diferenças não tenham diferenciado subgrupos quando aplicado o teste de Tukey. Foram observados escores superiores em estudantes dos cursos de fisioterapia, gerontologia, nutrição e enfermagem, contudo, os escores elevados identificados em todos os grupos profissionais mostraram que estudantes de todos os cursos atribuem valor e consideram importante a Atenção à saúde centrada no paciente.

DISCUSSÃO

Antes da discussão dos resultados à luz dos estudos prévios, destaca-se a presente opção por métodos de análise psicométrica diferentes dos adotadas em estudos anteriores de adaptação transcultural e validação da RIPLS. A dimensionalidade da escala, neste estudo, foi avaliada com base na ESEM(2222. Asparouhov T, Muthén B. Exploratory structural equation modeling. Struct Equ Modeling. 2009;16(4):397-438.). Também foi utilizada a matriz de correlações policóricas, visto que a RIPLS tem o formato de escala Likert de medida categórica e ordinal, bem como a matriz do tipo oblíqua GEOMIN(2222. Asparouhov T, Muthén B. Exploratory structural equation modeling. Struct Equ Modeling. 2009;16(4):397-438.).

A maioria dos estudos de validação da RIPLS (no formato original de 19 itens e expandida com 29 itens) utilizou o método de Análise do Componente Principal (ACP)(15-16,26). Entretanto, se o objetivo é fazer inferências sobre construtos latentes que expressam tendências psicológicas, a ACP pode não ser a melhor opção metodológica. Esta não é um modelo de variável latente e, como retém itens em um determinado componente, os índices psicométricos gerados pelo método ACP incluem tanto a variância comum quanto a variância específica desses itens. Isso tende a produzir saturações infladas, com resultados imprecisos que dificultam a compreensão do construto latente, causando covariância entre os itens do instrumento. Além disso, estudos anteriores a este(1515. Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.-1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.,2626. McFadyen AK, Webster VS, Strachan K, Figgins E, Brown H, McKechnie J. The Readiness for Interprofessional Learning Scale: a possible more stable sub-scale model for the original version of RIPLS. J Interprof. 2005;19(6):595-603.) utilizaram rotação ortogonal Varimax para rotacionar os dados, a qual presume a não existência de correlação entre os fatores extraídos. Este método tende a superestimar a variância estimada e é de difícil sustentação teórica para construtos psicológicos, os quais raramente são divididos em unidades independentes umas das outras(2727. Pasquali L. Análise fatorial para pesquisadores. Brasília: LabPam; 2005.).

Novos estudos psicométricos com a RIPLS têm sido realizados a partir de métodos de análise de dados diferenciados. Um destes estudos utilizou análise fatorial exploratória com rotações oblíquas e ortogonais, seguida de análise fatorial confirmatória com Modelagem de Equações Estruturais(2828. Tamura Y, Seki K, Usami M, Taku S, Bontje P, Ando H, et al. Cultural adaptation and validating a Japanese version of the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS). J Interprof Care. 2012;26(1):56-63.). Outro estudo, por seu turno, empregou o modelo de Rasch para avaliar os níveis de dificuldade dos itens da RIPLS (parâmetro b, segundo a Teoria de Resposta ao Item – TRI)(2929. Williams B, Brown T, Boyle M. Construct validation of the readiness for interprofessional learning scale: a rasch and factor analysis. J Interprof Care 2012;26(4):326-32.). A presente investigação se alinha a esses esforços na tentativa de buscar evidências de validade para a RIPLS por meio de métodos de análise de dados mais adequados ao nível de medida da escala e ao construto avaliado pelo instrumento.

A AFE sugeriu a estrutura dimensional da versão em português da RIPLS com 27 itens e três fatores (Trabalho em equipe e colaboração, Identidade profissional e Atenção à saúde centrada no paciente). No que se refere aos dois itens excluídos (itens 18 e 20), cabe destacar que também foram referidos no pré-teste como de difícil entendimento por, respectivamente, dois e cinco estudantes que participaram daquela fase do estudo (item 18 – Não tenho certeza sobre qual será meu papel profissional; e item 20 – Existe pouca sobreposição entre meu futuro papel profissional e o de outros profissionais de saúde).

Os dois estudos que validaram a versão expandida da RIPLS(1515. Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.-1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.) também resultaram em instrumento que contempla os mesmos três fatores que foram identificados nesta pesquisa (Trabalho em equipe e colaboração, Identidade profissional e Atenção à saúde centrada no paciente), embora com números diferentes de itens nos fatores. Enquanto a escala aqui validada tem 27 itens, o modelo de Reid et al.(1515. Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.) tem 23 itens e de El-Zubeir et al.(1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.) 20 itens. A inclusão do Fator 3 – Atenção à saúde centrada no paciente – expressa uma mudança de entendimento tanto da educação interprofissional como da prática inteprofissional, ao longo de mais de três décadas de debate em torno destes construtos. Essa mudança significa deslocar o foco da atenção dos profissionais de saúde, da especificidade de sua área e da crença usual de plena eficácia do saber e das intervenções técnico-científicas de cada profissão, para o paciente e suas necessidades de saúde, de modo a incluir sua percepção e participação na definição do plano terapêutico.

Os resultados do alfa de Cronbach das subescalas mostraram consistência interna aceitável na versão da escala em português. O coeficiente de Cronbach foi 0,90 e 0,75, respectivamente, para o Fator 1 – Trabalho em equipe e colaboração e Fator 3 – Atenção à saúde centrada no paciente. O Fator 2 – Identidade profissional apresentou Cronbach menor, no valor de 0,66, contudo também foi considerado adequado, visto que a literatura interpreta valores maiores que 0,60 como satisfatórios(1919. Hair JF, Anderson RE, Tathan RL, Black WC. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005.). Estudo prévio de validação da RIPLS de 19 itens desenvolvido no Reino Unido também mostrou que o Fator 2 (Identidade profissional) parecia ser menos estável que os demais, com itens variando em sua distribuição entre o fator 2 e o fator 3(2626. McFadyen AK, Webster VS, Strachan K, Figgins E, Brown H, McKechnie J. The Readiness for Interprofessional Learning Scale: a possible more stable sub-scale model for the original version of RIPLS. J Interprof. 2005;19(6):595-603.). Esses autores sugerem, com base em análise de conteúdo, que os itens do Fator ‘Identidade profissional’ poderiam ser separados em duas subescalas: Identidade profissional negativa e Identidade profissional positiva. Este poderia ser um modelo útil na construção da versão brasileira da RIPLS, visto que a análise identificou cinco itens com significado negativo para disponibilidade frente ao aprendizado interprofissional, mais relacionados à competição entre profissionais de diferentes áreas. Também foram identificados três itens relacionados à autonomia profissional e a objetivos clínicos que podem ser associados a um sentido positivo de identidade profissional. Contudo, a sugestão de separar o Fator 2 em duas subescalas requer investigação futura, pois as três validações da versão expandida da RIPLS, incluindo esta, resultaram em três fatores com itens diferentes em sua composição(1515. Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.-1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.).

O resultado da análise estrutural sobre as correlações entre fatores mostrou associação negativa entre F2 e F1 e também entre F2 e F3. Este resultado parece indicar futuros argumentos para a interpretação de que o Fator 2 – Identidade profissional – refere-se a atitudes competitivas que vão de encontro ao Trabalho em equipe e colaboração e, possivelmente, também impactam nas atitudes relacionadas à Atenção à saúde centrada no paciente.

O fator ‘Papéis e responsabilidades’ também foi avaliado como insatisfatório pelos outros dois estudos de validação da versão de 19 itens da RIPLS. Pesquisa de adaptação transcultural da versão original da RIPLS na Suécia somente considerou adequado o Fator 1 – Trabalho em equipe e colaboração –, que apresentou alfa de Cronbach de 0,89, pois os outros coeficientes foram 0,48 para o Fator 2 – Identidade profissional – e 0,34 para o Fator 3 – Papéis e responsabilidades(3030. Lauffs M, Ponzer S, Saboonchi F, Lonka K, Hylin U, Mattiasson AC. Cross-cultural adaptation of the Swedish version of Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS). Med Educ. 2008;42(4):405-11.). Outro estudo(2626. McFadyen AK, Webster VS, Strachan K, Figgins E, Brown H, McKechnie J. The Readiness for Interprofessional Learning Scale: a possible more stable sub-scale model for the original version of RIPLS. J Interprof. 2005;19(6):595-603.) também refere que a subescala 3 – Papéis e responsabilidades precisa ser tratada com ceticismo, visto que a versão original da RIPLS apresentava Cronbach de 0,32(88. Parsell G, Bligh J. The development of a questionnaire to assess the readiness of health care students for interprofessional learning (RIPLS). Med Educ. 1999;33(2): 95-100.). O Fator ‘Papéis e responsabilidades’ foi excluído, seguindo a tendência dos estudos anteriores que validaram a versão expandida da RIPLS(1515. Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.-1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.). Na versão original da RIPLS o Fator ‘Papéis e responsabilidades’ era composto pelos itens 18 e 22. Neste estudo, o item 18 foi excluído na AFE e o item 22 foi considerado consistente no Fator 2 – Identidade profissional.

O estudo verificou que os estudantes de gerontologia, nutrição e fonoaudiologia são mais favoráveis ao aprendizado interprofissional. De outra parte, os estudantes de medicina mostraram a menor disponibilidade para trabalho em equipe e colaboração interprofissional. Estes resultados corroboram, em parte, com outras pesquisas que utilizaram a RIPLS. Um dos estudos encontrou que estudantes de graduação de enfermagem e farmácia apresentam atitudes relacionadas a trabalho em equipe e colaboração mais positivas que estudantes de medicina(1616. El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.). De forma similar, outro estudo identificou que enfermeiros e farmacêuticos participantes de cursos de pós-graduação mostravam interesse maior pelo aprendizado sobre prática interprofissional que os médicos(1515. Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.). Em outra pesquisa que utilizou a RIPLS observou-se que estudantes de enfermagem e farmácia eram mais abertos para se engajar em atividades de aprendizado compartilhado enquanto estudantes de medicina mostraram interesse inferior(1111. Aziz Z, Teck LC, Yen PY. The attitudes of medical, nursing and pharmacy studentes to inter-professional learning. Soc Behav Sci. 2011;29:639-45.). Finalmente, outra pesquisa que aplicou a versão de 19 itens da RIPLS encontrou que estudantes do sexo feminino e estudantes de enfermagem apresentavam atitudes mais positivas frente ao aprendizado compartilhado do que estudantes de medicina(1212. Wilhelmsson M, Ponzer S, Dahlgren LO, Timpka T, Faresjö T. Are female studentes in general and nursing students more ready for teamwork and interprofessional collaboration in healthcare? BMC Med Educ. 2011;11:15. doi 10.1186/1472-6920-11-15). Baseados nestes resultados, os autores do último estudo citado sugerem que atividades orientadas para EIP precisam promover o engajamento dos estudantes de medicina.

CONCLUSÃO

A versão em português falado no Brasil tem consistência interna e confiabilidade. A versão validada da RIPLS consiste em instrumento eficiente de avaliação de iniciativas de EIP no Brasil. Neste sentido, o estudo contribui para o fortalecimento da EIP e do trabalho em equipe integrado e colaborativo nos serviços de saúde do SUS, bem como encoraja sua utilização em pesquisas comparativas transculturais. Como recomendado em outros estudos psicométricos da RIPLS, o Fator 2 – Identidade profissional – é o menos estável e requer futuras investigações de desenvolvimento de seus itens.

O trabalho em equipe é referido dentre as diretrizes operacionais para reestruturação do SUS no Brasil. Contudo, tem sido apontado que o trabalho em equipe avançou mais como recomendação do que como ação efetivamente presente nas práticas de saúde, dentre outras razões, pela incipiência da EIP e de pesquisas sobre esta abordagem. Assim, um instrumento como a RIPLS e sua versão em português falado no Brasil pode ser útil na formulação de políticas e no planejamento em educação, em especial de programas de EIP mais adequados e de investigações acerca de atitudes de estudantes da saúde relacionadas a experiências de aprendizado compartilhado, bem como suas relações com as práticas profissionais nos serviços do SUS.

Agradecimentos

Agradecemos aos autores da escala original na sua versão expandida, Professores John Bligh e Karen Mattick, que autorizaram sua validação no Brasil e colaboraram disponibilizando a versão original para que este estudo fosse desenvolvido.

REFERÊNCIAS

  • 1
    Reeves S, Perrier L, Goldman J, Freeth D, Zwarenstein M. Interprofessional education: effects on professional practice and healthcare outcomes (update). Cochrane Database Syst Rev. 2013;(3):CD002213.
  • 2
    World Health Organization. Framework for action on interprofessional education & collaborative practice. Geneva: WHO; 2010.
  • 3
    Batista NA. Educação interprofissional em saúde: concepções e práticas. Cad FNEPAS. 2012;(2):25-8.
  • 4
    Peduzzi M, Norman I, Germani ACGG, Silva JAM, Souza GC. Interprofessional education: training for healthcare professionals for teamwork focusing on users. Rev Esc Enferm USP [Internet]. 2013 [cited 2014 Oct 10];47(4):977-83. Available from: http://www.scielo.br/pdf/reeusp/v47n4/en_0080-6234-reeusp-47-4-0977.pdf
    » http://www.scielo.br/pdf/reeusp/v47n4/en_0080-6234-reeusp-47-4-0977.pdf
  • 5
    Feuerwerker LCM, Sena RR. Contribuição ao movimento de mudança na formação profissional em saúde: uma avaliação das experiências UNI. Interface Comun Saúde Educ. 2002;6(10):37-50.
  • 6
    Barreto ICHC, Loiola FA, Andreade LOM, Moreira AEMM, Cavalcanti CGCS, Arruda CAM, et al. Development of interprofessional collaborative practices within undergraduate programs on healthcare: case study on the Family Health Alliance in Fortaleza (Ceará, Brazil). Interface Comum Saúde Educ. 2011;15(36):199-212.
  • 7
    Brasil. Ministério da Educação. Instituições de Educação Superior e Cursos Cadastrados [Internet]. Brasília; 2012-2013 [citado 18 fev. 2013]. Disponível em: http://emec.mec.gov.br/
    » http://emec.mec.gov.br/
  • 8
    Parsell G, Bligh J. The development of a questionnaire to assess the readiness of health care students for interprofessional learning (RIPLS). Med Educ. 1999;33(2): 95-100.
  • 9
    Thannhauser J, Russel-Mayhew S, Scott C. Measures of interprofessional education and collaboration. J Interprof Care. 2010;24(4):336-49.
  • 10
    Coster S, Norman I, Murrells T, Kitchen S, Meerabeau E, Sooboodoo E, et al. Interprofessional attitudes among undergraduate students in the health professions: a longitudinal questionnaire survey. Int J Nurs Stud. 2008;45(11):1667-81.
  • 11
    Aziz Z, Teck LC, Yen PY. The attitudes of medical, nursing and pharmacy studentes to inter-professional learning. Soc Behav Sci. 2011;29:639-45.
  • 12
    Wilhelmsson M, Ponzer S, Dahlgren LO, Timpka T, Faresjö T. Are female studentes in general and nursing students more ready for teamwork and interprofessional collaboration in healthcare? BMC Med Educ. 2011;11:15. doi 10.1186/1472-6920-11-15
  • 13
    Lie DA, Fung CC, Trial J, Lohenry K. A comparison of two scales for assessing health professional student’s attitude toward interprofessional learning. Med Educ Online 2013;18:21885. doi: 10.3402/meo.v18i0.21885.
  • 14
    Mattick K, Bligh J. Readinss for interprofessional learning scale. In: Bluteau J, editor. Interprofessional education. London: MacMillan; 2007.
  • 15
    Reid R, Bruce D, Allstaff K, McLernon D. Validating the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) in the postgraduate context: are health care professionals ready for IPL? Med Educ. 2006;40(5):415-22.
  • 16
    El-Zubeir M, Rizk DE, Al-Khalil RK. Are senior UAE medical and nursing students read for interprofessional learning? Validating the RIPL scale in a Middle Eastern context. J Interprof Care. 2006;20(6):619-32.
  • 17
    Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2000;25(24):3186-91.
  • 18
    Wynd CA, Schmidt B, Schaefer MA. Two quantitative approaches for estimating content validity. West J Nurs Res. 2003;25(5):508-18.
  • 19
    Hair JF, Anderson RE, Tathan RL, Black WC. Análise multivariada de dados. 5ª ed. Porto Alegre: Bookman; 2005.
  • 20
    Horn JL. A rationale and technique for estimating the number of factors in factor analysis. Psychometrika. 1965;30:179-85.
  • 21
    Venables WN, Smith DM. The R Development Core Team. An introduction to R, Version 2.2.0 R-Project [Internet]. [cited 2013 Oct 10]. Available from: http://CRAN.R-project.org
    » http://CRAN.R-project.org
  • 22
    Asparouhov T, Muthén B. Exploratory structural equation modeling. Struct Equ Modeling. 2009;16(4):397-438.
  • 23
    Muthén LK, Muthén BO. Mplus user’s guide. 2nd ed. Los Angeles: Muthén & Muthén; 2001.
  • 24
    Hair JF, Black WC, Babin BJ, Anderson RE. Multivariate data analysis. 7nd ed. New Jersey: Pearson Education International; 2010.
  • 25
    Razali NM, Wah YB. Power comparisons of Shapiro-Wilk, Kolmogorov-Smirnov, Lilliefors and Anderson-Darling tests. J Stat Modeling Anal. 2011;2(1):21-33.
  • 26
    McFadyen AK, Webster VS, Strachan K, Figgins E, Brown H, McKechnie J. The Readiness for Interprofessional Learning Scale: a possible more stable sub-scale model for the original version of RIPLS. J Interprof. 2005;19(6):595-603.
  • 27
    Pasquali L. Análise fatorial para pesquisadores. Brasília: LabPam; 2005.
  • 28
    Tamura Y, Seki K, Usami M, Taku S, Bontje P, Ando H, et al. Cultural adaptation and validating a Japanese version of the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS). J Interprof Care. 2012;26(1):56-63.
  • 29
    Williams B, Brown T, Boyle M. Construct validation of the readiness for interprofessional learning scale: a rasch and factor analysis. J Interprof Care 2012;26(4):326-32.
  • 30
    Lauffs M, Ponzer S, Saboonchi F, Lonka K, Hylin U, Mattiasson AC. Cross-cultural adaptation of the Swedish version of Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS). Med Educ. 2008;42(4):405-11.
  • Apoio financeiro: Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP). Processos 2010/03107-2 e 2011/11772-9. Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq). Processo 200534/2010-6.

Datas de Publicação

  • Publicação nesta coleção
    Dez 2015

Histórico

  • Recebido
    30 Nov 2014
  • Aceito
    10 Fev 2015
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