Validação da versão brasileira da escala de religiosidade de Duke (DUREL)

Validity of the Brazilian version of the Duke Religious Index (DUREL)

ARTIGO ORIGINAL

Validação da versão brasileira da escala de religiosidade de Duke (DUREL)

Validity of the Brazilian version of the Duke Religious Index (DUREL)

Tauily Claussen D'Escragnolle Taunay^I; Francisco de Assis Aquino Gondim^II; Daniele Silveira Macêdo^II; Alexander Moreira-Almeida^III; Luciana de Araújo Gurgel^IV; Loraine Maria Silva Andrade^IV; André Ferrer Carvalho^I

^IPrograma de Pós-Graduação em Ciências Médicas, Faculdade de Medicina, Universidade Federal do Ceará (UFC), Fortaleza, CE, Brasil

^IIDepartamento de Fisiologia e Farmacologia, Faculdade de Medicina, UFC, Fortaleza, CE, Brasil

^IIINúcleo de Pesquisas em Espiritualidade e Saúde (NUPES), Faculdade de Medicina, Universidade Federal de Juiz de Fora (UFJF), Juiz de Fora, MG, Brasil

^IVDepartamento de Psicologia, UFC

^VFaculdade de Medicina, UFC

^{Endereço para correspondência}

RESUMO

CONTEXTO: Há escassez de instrumentos validados para o estudo da religiosidade em amostras brasileiras. Um recente estudo realizado em uma amostra comunitária sugeriu adequada validade para a versão em português brasileiro do índice de Religiosidade de Duke (P-DUREL). Entretanto, as propriedades psicométricas do P-DUREL não foram estudadas em amostras psiquiátricas e/ou de estudantes universitários.

OBJETIVO: Determinar a consistência interna, a confiabilidade teste-reteste e a validade convergente-discriminante do P-DUREL em duas amostras distintas.

MÉTODOS: Amostra 1: estudantes universitários (n = 323). Amostra 2: pacientes psiquiátricos (n = 102). Foram aplicados o P-DUREL e o Instrumento de Qualidade de Vida da Organização Mundial da Saúde - Módulo Espiritualidade, Religiosidade e Crenças Pessoais (WHOQOL-SRPB) em ambas as amostras; os sintomas psicológicos foram medidos por meio do Inventário Beck de Depressão (IDB) e do Inventário Beck de Ansiedade (IAB) na amostra 1 e da Escala Hospitalar de Ansiedade e Depressão (HADS) na amostra 2.

RESULTADOS: O P-DUREL teve adequada consistência interna (α de Cronbach > 0,80) e confiabilidade teste-reteste (Coeficiente de Correlação Intraclasse > 0,90) em ambas as amostras. Correlações moderadas entre as subescalas da P-DUREL (0,58 < r < 0,71) foram observadas. Além disso, correlações significantes entre os escores do P-DUREL com o escore geral do WHOQOL-SRPB, bem como com medidas de sintomas psicológicos, foram observadas em ambas as amostras.

CONCLUSÃO: O presente estudo abre perspectivas para o uso do P-DUREL para a investigação das dimensões da religiosidade em amostras brasileiras com características sociodemográficas diversas.

Palavras-chave: Religiosidade, estudo de validação, Índice de Religiosidade de Duke, saúde mental, sintomas depressivos.

ABSTRACT

BACKGROUND: There is a shortage of validated instruments for the study of religiousness in Brazilian samples. A recent study in a community sample pointed to an adequate validity for the Brazilian Portuguese version of the Duke Religiosity Index (P-DUREL). Nevertheless, no study to date has investigated the psychometric properties of the P-DUREL in psychiatric and/or university student samples.

OBJECTIVE: To determine the internal consistency, the test-retest reliability and the convergent-discriminant validity of the P-DUREL in two distinct samples.

METHODS: Sample 1: university students (n = 323). Sample 2: psychiatric patients (n = 102). The P-DUREL and the World Health Organization's Quality of Life Instrument—Spirituality, Religion and Personal Beliefs module (WHOQOL-SRPB); psychological distress symptoms were measured by means the Beck Depression Inventory (BDI) and the Beck Anxiety Inventory (BAI) in sample 1, and the Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) in sample 2.

RESULTS: The P-DUREL had adequate internal consistency (Cronbach's α > 0.80) and test-retest reliability (Intraclass Correlation Coefficient > 0.90) in both samples. Moderate correlations (0.58 < r < 0.71) between the P-DUREL subscales were observed. Furthermore, significant correlations between the P-DUREL scores with the general WHOQOL-SRPB scores as well as with psychological distress symptoms measures were observed in both samples.

DISCUSSION: The present study opens perspective for the use of P-DUREL for the investigation of religiousness dimensions in Brazilian samples with diverse socio-demographic backgrounds.

Keywords: Religiousness, validation study, Duke Religious Index, mental health, depressive symptoms.

Introdução

Atualmente, as relações entre religiosidade e saúde - física e/ou mental - vêm sendo crescentemente investigadas^1-7. A maior parte dos estudos indica que a religiosidade é habitualmente um fator de proteção contra o desenvolvimento de transtornos mentais (por exemplo, depressão, ansiedade, abuso de substâncias etc.)^1,2, além de estar associada a melhor qualidade de vida³. Diversos fatores podem contribuir para um papel protetor da religião em relação à saúde mental, como: (1) a adoção de estilos de vida mais saudáveis⁴; (2) o provimento de suporte social⁵; (3) o desenvolvimento de um sistema de crenças e processos cognitivos que promovem maior aceitação de si e do próximo, com promoção de resiliência⁶ e (4) condução de práticas religiosas que aliviam o sofrimento psicológico². Por outro lado, em algumas circunstâncias, a religiosidade pode promover uma rígida disciplina comportamental, em que indivíduos com sofrimento psicológico podem desenvolver estratégias de enfrentamento pouco adaptativas (i.e., conflitos espirituais)^7-9. No Brasil, um país no qual 95% da população declara ter religião, 83% consideram religião muito importante e cerca de 70% se dizem católicos¹⁰, o interesse no estudo da religiosidade e das suas relações com saúde física e mental tem aumentado progressivamente^11,12.

Para a realização do presente trabalho, adotamos como referência teórica a obra de Koenig et al.¹³, na qual os autores descrevem os conceitos de religião, religiosidade e espiritualidade da seguinte forma: (1) religião é o sistema organizado de crenças, práticas, rituais e símbolos designados para facilitar o acesso ao sagrado (Deus, força maior, verdade suprema); (2) religiosidade se refere ao quanto um indivíduo acredita, segue e pratica uma determinada religião e (3) espiritualidade se refere a uma busca pessoal de compreensão relacionada a questões existenciais maiores (por exemplo, o fim e o sentido da vida) e suas relações com o sagrado e/ou transcendente. Esse processo não necessariamente resulta no desenvolvimento de práticas religiosas ou na formação de comunidades religiosas.

Há uma relativa escassez de instrumentos desenvolvidos e/ou validados no Brasil que mensurem diferentes dimensões da religiosidade, bem como construtos correlatos. Dentre os instrumentos validados para o Brasil sobre o tema, encontra-se a Escala de Bem-Estar Espiritual (EBE), de Paloutizian e Ellison¹⁴, adaptada e validada por Marques et al.¹⁵. De acordo com esses autores, o bem-estar espiritual refere-se à sensação de bem-estar que é experimentada quando encontramos um propósito que justifique nosso comprometimento com um significado último para a vida^14,15. A escala de coping religioso espiritual¹⁵ representa outra tentativa para validação de instrumentos relacionados ao tema para o Brasil. O conceito de coping religioso-espiritual se refere às diversas estratégias cognitivas utilizadas por indivíduos para lidar com adversidades dentro da perspectiva da religiosidade/espiritualidade¹⁶. Algumas estratégias são adaptativas (positivas), enquanto outras são mal-adaptativas (negativas)¹⁶.

O inventário de religiosidade intrínseca é outro instrumento recentemente desenvolvido para uso em populações brasileiras¹⁷. Esse instrumento foi validado (com propriedades psicométricas adequadas) em uma amostra de pacientes psiquiátricos e outra de estudantes universitários com o objetivo de mensurar religiosidade intrínseca de modo específico¹⁷.

O Índice de Religiosidade de Duke (DUREL) é uma escala de cinco itens, desenvolvida por Koenig et al., que mensura três das principais dimensões do envolvimento religioso relacionadas a desfechos em saúde^18,19, descritas abaixo:

- Religiosidade Organizacional¹⁹ (RO, item 1): frequência a encontros religiosos (por exemplo: missas, cultos, cerimônias, grupos de estudos ou de oração etc.);

- Religiosidade Não Organizacional¹⁹ (RNO, item 2): frequência de atividades religiosas privadas (por exemplo: orações, meditação, leitura de textos religiosos, ouvir ou assistir programas religiosos na TV ou rádio etc.);

- Religiosidade Intrínseca² (RI, itens 3-5): refere-se à busca de internalização e vivência plena da religiosidade como principal objetivo do indivíduo; fins imediatos são considerados secundários e alcançados em harmonia com princípios religiosos básicos.

No que se refere ao cálculo do escore do instrumento, recomenda-se que os três domínios individuais não sejam somados em um escore total, mas que sejam analisados separadamente^18,19. As opções de resposta dos três últimos itens estão em escala do tipo Likert e foram derivados da escala de 10 itens de religiosidade intrínseca de Hoge^18,19. O DUREL é um instrumento sucinto e de fácil aplicação, que aborda alguns dos principais domínios da religiosidade e vem sendo utilizado em diversas culturas para esse fim¹⁹. As dimensões da religiosidade mensuradas por esse instrumento têm se mostrado relacionadas a diversos indicadores de saúde física e mental, além de suporte social^2,18,19.

Recentemente, um grupo de pesquisadores traduziu a versão original da DUREL (P-DUREL) para uso no Brasil²⁰. Esse instrumento foi posteriormente validado em uma amostra de baixa renda proveniente da comunidade proveniente da cidade de São Paulo²¹. Os achados deste estudo demonstraram elevada consistência interna, bem como adequada validade discriminante²¹. Este estudo representa um esforço inicial para a validação da versão em português brasileiro do P-DUREL. Entretanto, a determinação da confiabilidade teste-reteste do instrumento e das possíveis relações com espiritualidade e sintomas de sofrimento psicológico não foi estudada. Além do mais, a determinação das propriedades psicométricas do P-DUREL em amostras brasileiras com características distintas (por exemplo, amostras clínicas ou de alta escolaridade) pode ultimamente contribuir para uma ampliação do uso do instrumento em diferentes populações.

Dessa forma, o presente estudo tem como objetivo estudar as propriedades psicométricas (validade convergente-discriminante, consistência interna e confiabilidade teste-reteste) da P-DUREL em duas amostras brasileiras distintas (i.e., estudantes universitários de graduação e pacientes psiquiátricos).

Métodos

O presente estudo transversal alocou duas amostras com características sociodemográficas (i.e., renda, escolaridade) distintas (Tabela 1). As amostras estão descritas em detalhes a seguir. As amostras foram escolhidas com o objetivo de provermos evidências que justifiquem o uso do P-DUREL em contextos sociodemográficos diversos.

Amostras

Amostra 1: Composta de estudantes universitários da área da Saúde (amostra 1; n = 345), dos cursos de graduação em Psicologia (n = 145) e Medicina (n = 200) da Universidade Federal do Ceará (UFC). Os estudantes estavam cursando disciplinas obrigatórias e eletivas do primeiro ao quarto semestres. Os estudantes foram abordados em conjunto na sala de aula e convidados a participar do estudo.

A coleta dos dados ocorreu entre junho de 2008 e dezembro de 2009. A amostra 1 final foi composta de 323 estudantes universitários (135 estudantes do curso de Psicologia e 188 do curso de Medicina). Vinte e dois estudantes recusaram-se a participar do estudo. Amostra 2: Composta de 113 pacientes (recrutados entre novembro de 2010 a março de 2011) atendidos no ambulatório de Psiquiatria Geral do Hospital Universitário Walter Cantídio (HUWC), vinculado à Faculdade de Medicina da Universidade Federal do Ceará. Esse serviço atende pacientes com diversos diagnósticos psiquiátricos provenientes dos serviços de atenção primária da região e demais ambulatórios especializados do HUWC. A escolha do locus para recrutamento da amostra clínica objetivou evitar um desequilíbrio na distribuição dos diagnósticos psiquiátricos. Essa amostra incluiu pacientes psiquiátricos adultos avaliados consecutivamente ao serem admitidos no referido serviço de saúde mental, independentemente de gênero ou idade. A amostra 2 final foi composta de 102 pacientes. Cinco pacientes se recusaram a participar dessa investigação e seis foram excluídos por apresentarem retardo mental (n = 2) ou por estarem francamente psicóticos (n = 4). A distribuição dos diagnósticos psiquiátricos primários da amostra 2 (DSM-IV) foi a seguinte: transtorno afetivo bipolar (29,4%; n = 30), depressão maior (8,8%; n = 9), transtornos por uso de substâncias (18,6%; n = 19), esquizofrenia (27,4%; n = 28), transtorno obsessivo-compulsivo (8,8%; n = 9) e outros transtornos (6,8%; n = 7).

Os critérios de exclusão foram: (i) recusa a participar; (ii) déficits cognitivos (por exemplo, retardo mental e demência) e (iii) pacientes agitados ou francamente psicóticos.

Os dados sociodemográficos de ambas as amostras são apresentados na tabela 1.

Instrumentos e procedimentos

Nas duas amostras foram aplicados questionários estruturados de dados sociodemográficos (i.e., idade, renda familiar, estado civil, afiliação religiosa, escolaridade e estado ocupacional), bem como o P-DUREL^20,21 e o Instrumento de Avaliação da Qualidade de Vida da Organização Mundial de Saúde - Módulo Espiritualidade, Religiosidade e Crenças Pessoais (WHOQOL-SRPB)^22,23. Na amostra 1, os sintomas depressivos e ansiosos foram avaliados por meio das versões validadas para o português brasileiro do Inventário de Depressão de Beck (IDB)^24-26 e do Inventário de Ansiedade de Beck (IAB)^27,28, respectivamente. Na amostra 2, os sintomas depressivos e ansiosos foram mensurados por meio da versão validada em português brasileiro da Escala Hospitalar de Ansiedade e Depressão (HADS)^29-32. A razão para a escolha da HADS na amostra 2 se deu por considerarmos que pacientes com transtornos mentais graves (por exemplo, transtorno bipolar e esquizofrenia) têm elevada prevalência de comorbidades médicas. A HADS privilegia sintomas psicológicos, em detrimento de sintomas somáticos/vegetativos^29-32. Esse instrumento, portanto, é mais adequado para a avaliação de sintomas de sofrimento psicológico em amostras clínicas³². Todas as medidas utilizadas no presente estudo foram autorrespondidas.

O WHOQOL-SRPB é um instrumento de 32 itens utilizados para avaliar oito facetas da espiritualidade (conexão a ser ou força espiritual; sentido na vida; admiração; totalidade e integração; força espiritual; paz interior; esperança e otimismo e fé)^22,23. As respostas são em escala do tipo Likert (1 = nada a 5 = extremamente; resultados variam de 4 a 20 para cada faceta). No presente estudo, apenas o escore geral do instrumento foi considerado na análise dos dados^22,23. A versão em português brasileiro do WHOQOL-SRPB apresentou validade convergente com o domínio SRPB do WHOQOL-100 (r = 0,78; p = 0,0001). Esse também apresentou excelente confiabilidade teste-reteste e consistência interna (α de Cronbach = 0,96)²³.

O IDB é um questionário que enfatiza características cognitivas e neurovegetativas da depressão. O instrumento contém 21 itens cujos escores variam de 0 (pouco ou nenhum sofrimento) a 3 (sofrimento grave). A análise fatorial do instrumento revelou três fatores, a saber, baixa autoestima, sintomas cognitivo-afetivos e somáticos^25,26. No Brasil, o estudo de suas propriedades psicométricas revelou adequada consistência interna em pacientes deprimidos (α de Cronbach = 0,88)²⁵. Uma correlação significativa entre os escores do IDB e os da escala de Depressão de Hamilton foi observada em uma amostra brasileira de pacientes ansiosos (r = 0,53, p < 0,0001)²⁵.

O IAB contém 21 itens cujos escores variam de 0 (absolutamente nenhum sintoma) a 3 (sintomas que dificilmente pode suportar). Os itens devem ser somados para a geração de um escore geral da escala^27,28. No Brasil, a confiabilidade dos 21 itens da escala foi avaliada em uma amostra de 160 indivíduos²⁸. Esse instrumento apresentou boa consistência interna (α = 0,92) e adequada confiabilidade teste-reteste (r = 0,75)²⁸.

A HADS consiste em 14 itens, dos quais sete são direcionados para avaliar sintomas ansiosos e os sete quesitos restantes mensuram sintomas depressivos. Cada item deve ser pontuado de 0 a 3, com um escore total de 21 pontos para cada subescala^29-32. Uma revisão sistemática de mais de 700 estudos que utilizaram a HADS indicou que esse instrumento apresenta boas propriedades psicométricas, tais como adequada consistência interna (média de coeficiente alfa de Cronbach > 0,80), além de sensibilidade e especificidade para sintomas depressivos e ansiosos da ordem de 0,80, de acordo com estudos conduzidos em amostras clínicas com ampla variedade de condições patológicas e de diferentes contextos culturais³¹. Um estudo prévio validou a versão em português brasileiro da escala realizado em uma amostra proveniente de uma enfermaria de hospital geral. O instrumento apresentou consistência interna adequada (alfa de Cronbach de 0,68 e 0,77 para as subescalas de ansiedade e depressão, respectivamente)³¹. Além do mais, o instrumento apresentou adequada sensibilidade e especificidade como instrumento de rastreio para a depressão nesta amostra³¹. A versão em português brasileiro da HADS também apresentou propriedades psicométricas satisfatórias (consistência interna e validade de construto) em uma amostra de pacientes pré-operatórios³².

Um dos autores do presente trabalho (TCT) recebeu treinamento específico (20 horas-aula) para aplicação da entrevista clínica estruturada para o DSM-IV (SCID-I) no serviço de psiquiatria do HUWC. Os diagnósticos primários de todos os participantes da amostra 2 foram determinados por meio desse instrumento.

Para determinar a confiabilidade teste-reteste do P-DUREL, os participantes de ambas as amostras foram convidados a responder novamente o P-DUREL após um intervalo relativo de 30 dias.

O presente estudo foi aprovado pelos comitês de ética do HUWC (número do processo 023.04.09) e do Departamento de Fisiologia e Farmacologia da UFC (número do processo 085.08). Todos os sujeitos admitidos no presente estudo assinaram um termo de consentimento livre e esclarecido, após explicação detalhada do protocolo dele.

Análise estatística

Os dados são expressos como média e desvio-padrão (DP) e/ou medidas de frequência. Para verificação da equalidade das distribuições (normalidade) probabilísticas da amostra, foi utilizado o teste não paramétrico de Kolmogorov-Smirnov. Para análise de consistência interna, foi determinado o valor do coeficiente alfa de Cronbach [intervalo de confiança (IC) 95%]. A confiabilidade teste-reteste foi determinada mediante o coeficiente de correlação intraclasse (IC 95%). Para determinação da validade convergente-discriminante, os coeficientes de correlação Spearman entre os escores da P-DUREL foram determinados, esperando-se a priori observar relativas sobreposições (convergência) entre os escores das dimensões da P-DUREL (correlações significativas), na ausência de redundância significativa (correlações fracas a moderadas)²¹. Com base em dados preliminares de que a religiosidade, com grande frequência, se relaciona com medidas de espiritualidade²³ e inversamente com sintomas depressivos^33-38 e ansiosos^1,39,40, resolveu-se determinar os coeficientes de correlação de Spearman entre os escores das dimensões da P-DUREL e tais variáveis (tratadas como variáveis contínuas). O nível de significância foi de P < 0,05 (bicaudal; hipótese nula: r = 0 e hipótese alternativa: r '" 0). Correlações foram consideradas fortes se r > 0,8, moderadas se 0,3 < r < 0,8, e fracas se r < 0,3. As análises estatísticas foram realizadas por meio do programa SPSS (Statistical Package for the Social Sciences) versão 18.0 para Windows.

Resultados

Consistência interna

No estudo de confiabilidade da P-DUREL, os coeficientes alfa de Cronbach revelaram que o instrumento apresenta consistência interna adequada para a amostra 1 (α = 0,89; IC 95%; 0,87-0,91) e para a amostra 2 (α = 0,87; IC 95%; 0,83-0,91). Para a subescala intrínseca, encontramos achados similares para amostra 1 (α = 0,87; IC 95%; 0,85-0,89) e a amostra 2 (α = 0,81; IC 95%; 0,74-0,87).

Confiabilidade teste-reteste

Dos 323 estudantes e 102 pacientes inicialmente avaliados, 10 estudantes e 6 pacientes foram perdidos ao longo do seguimento e, portanto, não foram inclusos nesta análise. Na amostra 1, os coeficientes de correlação intraclasse para o escore final de cada dimensão da P-DUREL foram: RO (0,97; IC 95%: 0,95-0,98), RNO (0,91; IC 95%: 0,86-0,94) e RI (0,96; IC 95%: 0,94-0,97). A confiabilidade teste-reteste foi igualmente adequada na amostra 2. Os coeficientes de correlação intraclasse para cada domínio do P-DUREL foram: RO (0,94; IC 95%: 0,92-0,95), RNO (0,90; IC 95%: 0,85-0,93) e RI (0,92; IC 95%: 0,92-0,95).

Validade convergente-discriminante

Foram observadas correlações moderadas entre os escores das diversas dimensões do P-DUREL. Dessa forma, há uma sobreposição entre as diversas dimensões mensuradas pelo P-DUREL (validade convergente). Entretanto, não se evidenciou redundância (validade discriminante) entre os domínios do P-DUREL. Notavelmente, observou-se uma correlação significativa entre RI e RO na amostra 1 (r = 0,71; p < 0,01) e na amostra 2 (r = 0,71; p < 0,01). Correlações significativas entre os domínios RI e RNO foram observadas na amostra 1 (r = 0,64; p < 0,01) e na amostra 2 (r = 0,58, p < 0,01). Finalmente, houve correlação significativa entre os domínios RO e RNO na amostra 1 (r = 0,62; p < 0,01) e na amostra 2 (r = 0,62; p < 0,01).

Foram calculados os coeficientes de correlação de Spearman entre a P-DUREL e demais medidas investigadas (WHOQOL-SRPB, IDB, IAB, HADS), cujos resultados são apresentados na tabela 2, para ambas as amostras. Todas as subescalas da P-DUREL (religiosidade organizacional, religiosidade não organizacional e religiosidade intrínseca) se correlacionaram positiva e significativamente com a medida de espiritualidade (WHOQOL-SRPB) em ambas as amostras. As subescalas RNO e RI do P-DUREL se correlacionaram negativa e significativamente com a medida de sintomas depressivos na amostra 1, enquanto a subescala RO se correlacionou negativa e significativamente com a medida de sintomas ansiosos na amostra 2 (p < 0,05).

Discussão

O DUREL é uma medida breve multidimensional de religiosidade amplamente utilizada, presente em mais de 100 publicações ao redor do mundo e disponível em 10 idiomas^19,21. Os presentes achados sugerem que esse instrumento mostra-se também confiável e válido para uso em populações universitárias e psiquiátricas brasileiras. Dessa forma, o presente estudo sugere que o P-DUREL pode ser usado para o estudo de importantes dimensões da religiosidade em amostras com características sociodemográficas diversas e com diferentes níveis de sofrimento psíquico.

Os achados referentes às propriedades psicométricas da P-DUREL são consistentes com investigações prévias publicadas em amostras provenientes de outras culturas ou com características distintas à nossa. A consistência interna do P-DUREL como um todo e sua subescala RI foi similar àquela obtida por Storch et al.⁴¹ em uma amostra de 628 estudantes de graduação da Universidade da Flórida. Uma consistência interna adequada para o DUREL foi igualmente evidenciada por Sherman et al.⁴² em duas amostras norte-americanas distintas, a saber: pacientes ginecológicos (n = 175) e com câncer (n = 104). No Brasil, Lucchetti et al.²¹ conduziram uma investigação em uma amostra de 383 adultos com baixa renda residentes na periferia de São Paulo²¹, nos quais os valores do coeficiente alfa de Cronbach se mostraram igualmente aceitáveis (IC: 95%: 0,78-0,91). No entanto, um estudo malaio conduzido em 173 estudantes de enfermagem evidenciou uma consistência inadequada para o DUREL (α = 0,45)⁴³. Esse achado discrepante sugere a necessidade de se estudarem as dimensões da religiosidade em diversas culturas. Do mesmo modo, a confiabilidade teste-reteste foi compatível com a reaplicação do instrumento após 15 dias no estudo de Storch et al. mencionado acima⁴⁴.

As correlações entre as subescalas da P-DUREL foram examinadas como evidência de validade convergente-discriminante. As correlações entre elas (i. e., RO, RNO e RI) foram significativas, porém moderadas, semelhantes ao achado do estudo de Lucchetti et al., descrito acima²¹. O estudo original de Koenig et al., conduzido em 1997 com amplas amostras clínicas (n = 458) e da comunidade (n ≈ 7000) na Carolina do Norte, também revelou que as diversas dimensões da religiosidade são em parte convergentes^18,19. Tais achados sugerem que os domínios da religiosidade aferidos pelo DUREL convergem entre si, mas não são redundantes (i. e., correlações fortes não são observadas). Dessa forma, deve-se mensurar a religiosidade levando-se em consideração suas principais dimensões (RO, RNO e RI)^18,20.

Similarmente, todas as subescalas se correlacionaram significativa e moderadamente com a medida geral de espiritualidade (WHOQOL-SRPB), utilizada no presente estudo como evidência de validade convergente. Esses estão de acordo com os achados de Nelson et al. obtidos de uma amostra de 367 pacientes com câncer de próstata de um centro especializado de Nova York⁴⁵, em que espiritualidade correlacionou-se mais fortemente com religiosidade intrínseca. Há considerável debate na literatura em relação às diferenças conceituais entre religiosidade e espiritualidade^46,47. Por exemplo, Moreira-Almeida e Koenig questionam o construto avaliado pela medida de espiritualidade aqui utilizada (WHOQOL-SRPB), pois esse instrumento estaria medindo o bem-estar psicológico, em vez da espiritualidade⁴⁷. Esses autores discutem que muitos instrumentos utilizados na mensuração da religiosidade e/ou espiritualidade na verdade lidam com conceitos demasiadamente abrangentes em detrimento do sentido essencial deles⁴⁷.

Nossos resultados evidenciaram correlações fracas, porém significativas, entre sintomas depressivos, RI e RNO, apenas na amostra 1 (i. e., estudantes universitários). Esses dados sugerem adequada validade discriminante para a P-DUREL. Esses dados corroboram uma metanálise de 147 estudos que demonstra uma fraca correlação entre envolvimento religioso e sintomas depressivos (r = -0,10), que aumentou para -0,15 em populações estressadas³⁵. Similarmente, correlações fracas e inversas foram observadas entre sintomas ansiosos e dimensões da religiosidade. Notavelmente, houve uma correlação inversa e significativa entre RO e sintomas ansiosos na amostra 2 (i. e., pacientes psiquiátricos). Esses achados estão de acordo com a revisão sistemática de Shreve-Neiger e Edelstein⁴⁰, que evidenciou que a dimensão RO (frequência a encontros religiosos) parece se associar mais claramente com menores níveis de ansiedade⁴⁰. Esses achados confirmam a validade discriminante da P-DUREL em relação a medidas de ansiedade em ambas as amostras.

A presente investigação tem algumas limitações. Primeiro, nossa amostra clínica foi extraída de um centro terciário de atenção à saúde mental. Seria interessante investigar as propriedades psicométricas da P-DUREL em outras condições clínicas e em pacientes com transtornos mentais vistos na atenção primária. Segundo, o instrumento foi validado em amostras com predominância de católicos e evangélicos, o que reflete a distribuição religiosa da população brasileira. Assim, estudos adicionais são necessários para verificar as propriedades psicométricas da P-DUREL em contextos culturais e religiosos diversos. Por fim, a amostra de estudantes universitários alocada pode não necessariamente representar a totalidade de estudantes universitários regularmente matriculados na instituição universitária escolhida.

Conclusão

Não obstante as limitações apresentadas, os dados sugerem que a P-DUREL pode contribuir para o estudo de dimensões da religiosidade em amostras brasileiras com diferentes características sociodemográficas. O presente estudo abre importantes direções para pesquisa futura. Por exemplo, há a necessidade de estudos prospectivos que confirmem de modo mais conclusivo as relações entre religiosidade, espiritualidade e sintomas de sofrimento psicológico apresentadas neste estudo. Além do mais, o uso da P-DUREL pode contribuir para o estudo da influência dos diversos domínios da religiosidade em desfechos importantes relacionados à saúde mental (por exemplo, resposta terapêutica), levando-se em consideração a matriz cultural brasileira⁴⁸.

Recebido: 16/12/2011

Aceito: 24/5/2012

• 1. Koenig HG. Research on religion, spirituality, and mental health: a review. Can J Psychiatry. 2009;54:283-91.
• 2. Moreira-Almeida A, Neto FL, Koenig HG. Religiousness and mental health: a review. Rev Bras Psiquiatr. 2006;28:242-50.
• 3. Lucchetti G, Lucchetti AG, Badan-Neto AM, Peres PT, Peres MF, Moreira-Almeida A, et al. Religiousness affects mental health, pain and quality of life in older people in an outpatient rehabilitation setting. J Rehabil Med. 2011;43:316-22.
• 4. Powell LH, Shahabi L, Thoresen CE. Religion and spirituality. Linkages to physical health. Am Psychol. 2003;58:36-52.
• 5. Chatters LM, Taylor RJ, Lincoln KD, Nguyen A, Joe S. Church-based social support and suicidality among African Americans and Black Caribbeans. Arch Suicide Res. 2011;15:337-53.
• 6. Kaplan Z, Matar MA, Kamin R, Sadan T, Cohen H. Stress-related responses after 3 years of exposure to terror in Israel: are ideological-religious factors associated with resilience? J Clin Psychiatry. 2005;66:1146-54.
• 7. Fitchett G, Murphy PE, Kim J, Gibbons JL, Cameron JR, Davis JA. Religious struggle: prevalence, correlates and mental health risks in diabetic, congestive heart failure, and oncology patients. Int J Psychiatry Med. 2004;34:179-96.
• 8. Ramirez SP, Macedo DS, Sales PM, Figueiredo SM, Daher EF, Araújo SM, et al. The relationship between religious coping, psychological distress and quality of life in hemodialysis patients. J Psychosom Res. 2012;72:129-35.
• 9. Myin-Germeys I, Nicolson NA, Delespaul PA. The context of delusional experiences in the daily life of patients with schizophrenia. Psychol Med. 2001;31(3):489-98.
• 10. Moreira-Almeida A, Pinsky I, Zaleski M, Laranjeira R. Envolvimento religioso e fatores sociodemográficos: resultados de um levantamento nacional no Brasil. Rev Psiq Clín. 2010;37:12-5.
• 11. Dalgalarrondo P. Estudos sobre religião e saúde mental realizados no Brasil: histórico e perspectivas atuais. Rev Psiq Clín. 2007;34:25-33.
• 12. Peres JFP, Simão MJP, Nasello AG. Espiritualidade, religiosidade e psicoterapia. Rev Psiq Clín. 2007;34:136-45.
• 13. Koenig HG, McCullough M, Larson DB. Handbook of religion and health: a century of research reviewed. New York: Oxford University Press; 2001.
• 14. Paloutizian R, Ellison C. Loneliness, spiritual well-being and the quality of life. In: Peplau D, Perlman D, editors. Loneliness: a sourcebook of current theory, research and therapy. Nova York: John Wiley and Sons; 1982. p. 224-35.
• 15. Marques LF, Sarriera JC, Dell'Aglio DD. Adaptação e validação da escala de bem-estar espiritual (EBE). Aval Psicol. 2009;8:179-86.
• 16. Panzini RG, Bandeira D. Escala de coping religioso-espiritual (escala CRE): elaboração e validação de constructo. Psicologia em Estudo. 2005;10:507-16.
• 17. Taunay TC, Cristino ED, Machado MO, Rola FH, Lima JW, Macêdo DS, et al. Development and validation of the Intrinsic Religiousness Inventory (IRI). Rev Bras Psiquiatr. 2012;34:76-81.
• 18. Koenig HG, Parkerson Jr GR, Meador KG. Religion index for psychiatric research. Am J Psychiatry. 1997;154:885-6.
• 19. Koenig HG, Büssing A. The Duke University Religion Index (DUREL): a five-item measure for use in epidemiological studies. Religions. 2010;1:78-85.
• 20. Moreira-Almeida A, Peres MF, Aloe F, Lotufo Neto F, Koenig HG. Versão em português da Escala de Religiosidade Duke - DUREL. Rev Psiq Clín. 2008;35:31-2.
• 21. Lucchetti G, Granero Lucchetti AL, Peres MF, Leão FC, Moreira-Almeida A, Koenig HG. Validation of the Duke Religion Index: DUREL (Portuguese Version). J Relig Health. 2010, in press.
• 22. WHOQOL SRPB Group. A cross-cultural study of spirituality, religion, and personal beliefs as components of quality of life. Soc Sci Med. 2006;62:1486-97.
• 23. Panzini RG, Maganha C, Rocha NS, Bandeira DR, Fleck MP. Brazilian validation of the Quality of Life Instrument/spirituality, religion and personal beliefs. Rev Saude Publica. 2011;45:153-65.
• 24. Beck AT, Ward CH, Mendelson M, Mock J, Erbaugh J. An inventory for measuring depression. Arch Gen Psychiatry. 1961;4:561-71.
• 25. Gorenstein C, Andrade L. Inventário de depressão de Beck: propriedades psicométricas da versão em português. Rev Psiq Clín. 1998;25:245-50.
• 26. Beck AT, Steer RA, Garbin MG. Psychometric properties of the Beck Depression Inventory: twenty-five years of evaluation. Clin Psychol Rev. 1988;8:77-100.
• 27. Beck AT, Steer RA, Brown G. Beck Anxiety Checklist. Unpublished Manuscript. University of Pensylvania; 1985.
• 28. Maluf TPG. Avaliação de sintomas de depressão e ansiedade em uma amostra de familiares de usuários de drogas que frequentam grupos de orientação familiar em um serviço assistencial para dependentes químicos [dissertação]. Universidade Federal de São Paulo. Escola Paulista de Medicina. Programa de Pós-Graduação em Psiquiatria; 2002.
• 29. Zigmond AS, Snaith RP. The hospital anxiety and depression scale. Acta Psychiatr Scand. 1983;67:361-70.
• 30. Bjelland I, Dahl AA, Haug TT, Neckelmann D. The validity of the Hospital Anxiety and Depression Scale. An updated literature review. J Psychosom Res. 2002;52:69-77.
• 31. Botega NJ, Bio MR, Zomignani MA, Garcia Jr C, Pereira WA. Mood disorders among inpatients in ambulatory and validation of the anxiety and depression scale HAD. Rev Saude Publica. 1995;29:355-63.
• 32. Marcolino JAM, Mathias LAST, Piccinini-Filho L, Guaratini AA, Suzuki FM, Alli LAC. Escala hospitalar de ansiedade e depressão: estudo de validade de critério e da confiabilidade com pacientes no pré-operatório. Rev Bras Anestesiol. 2007;57:52-62.
• 33. Huang CY, Hsu MC, Chen TJ. An exploratory study of religious involvement as a moderator between anxiety, depressive symptoms and quality of life outcomes of older adults. J Clin Nurs. 2012;21:609-19.
• 34. Rasic D, Robinson JA, Bolton J, Bienvenu OJ, Sareen J. Longitudinal relationships of religious worship attendance and spirituality with major depression, anxiety disorders, and suicidal ideation and attempts: findings from the Baltimore epidemiologic catchment area study. J Psychiatr Res. 2011;45:848-54.
• 35. Smith TB, McCullough ME, Poll J. Religiousness and depression: evidence for a main effect and the moderating influence of stressful life events. Psychol Bull. 2003;129:614-36.
• 36. Dew RE, Daniel SS, Goldston DB, Koenig HG. Religion, spirituality, and depression in adolescent psychiatric outpatients. J Nerv Ment Dis. 2008;196:247-51.
• 37. Dew RE, Daniel SS, Goldston DB, McCall WV, Kuchibhatla M, Schleifer C, et al. A prospective study of religion/spirituality and depressive symptoms among adolescent psychiatric patients. J Affect Disord. 2010;120:149-57.
• 38. Rasic D, Kisely S, Langille DB. Protective associations of importance of religion and frequency of service attendance with depression risk, suicidal behaviours and substance use in adolescents in Nova Scotia, Canada. J Affect Disord. 2011;132:389-95.
• 39. Inzlicht M, McGregor I, Hirsh JB, Nash K. Neural markers of religious conviction. Psychol Sci. 2009;20:385-92.
• 40. Shreve-Neiger AK, Edelstein BA. Religion and anxiety: a critical review of the literature. Clin Psychol Rev. 2004;24:379-97.
• 41. Storch EA, Roberti JW, Heidgerken AD, Storch JB, Lewin AB, Killiany EM, et al. The Duke Religion Index: a psychometric investigation. Pastoral Psychol. 2004;53:175-82.
• 42. Sherman AC, Plante TG, Simonton S, Adams DC, Burris SK, Harbison C. Assessing religious faith in medical patients: cross-validation of the Santa Clara Strength of Religious Faith Questionnaire. Pastoral Psychol. 1999;48:129-41.
• 43. Nurasikin MS, Aini A, Aida Syarinaz AA, Ng CG. Validity and reliability of the Malay version of Duke University Religion Index (DUREL-M) among a Group of Nursing Student. Malaysian J Psychiatry. 2010;19:68-72.
• 44. Storch EA, Strawser MS, Storch JB. Two-week test-retest reliability of the Duke Religion Index. Psychol Rep. 2004;94(3 Pt 1):993-4.
• 45. Nelson C, Jacobson CM, Weinberger MI, Bhaskaran V, Rosenfeld B, Breitbart W, et al. The role of spirituality in the relationship between religiosity and depression in prostate cancer patients. Ann Behav Med. 2009;38:105-14.
• 46. Hall DE, Meador KG, Koenig HG. Measuring religiousness in health research: review and critique. J Relig Health. 2008;47:134-63.
• 47. Moreira-Almeida A, Koenig HG. Retaining the meaning of the words religiousness and spirituality: a commentary on the WHOQOL-SRPB group´s "a cross-cultural study of spirituality, religion, and personal beliefs as components of quality of life" (62: 6, 2005, 1486-1497). Soc Sci Med. 2006;63(4):843-5.
• 48. Koenig HG, George LK, Peterson BL. Religiosity and remission of depression in medically ill older patients. Am J Psychiatry. 1998;155:536-42.

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  17 Ago 2012
• Data do Fascículo
  2012

Histórico

• Recebido
  16 Dez 2011
• Aceito
  24 Maio 2012