Estudos psicométricos preliminares da Escala Baptista de Depressão para Adultos

Preliminary psychometric studies of Baptista's Depression Scale for Adults

Resumos

O objetivo deste estudo foi buscar evidências de validade interna, com base na relação com outras variáveis, por meio de grupos critério e índices de sensibilidade, especificidade e precisão de uma nova escala, intitulada Escala Baptista de Depressão - versão adulto. Participaram do estudo 771 pessoas de 17 a 69 anos, sendo 70,2% do gênero feminino. Do total, 691 eram estudantes universitários, 40 eram diagnosticados com depressão, e outros 40 constituíam uma subamostra não depressiva, emparelhada com os diagnosticados depressivos em termos de gênero, idade e escolaridade. Para a coleta de dados foi utilizada uma entrevista estruturada para o Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders-IV - Transtornos do Eixo I, para confirmação diagnóstica dos pacientes depressivos, bem como a Escala Baptista de Depressão, versão adulto. Os resultados encontrados indicaram um ponto de corte igual a 88,5, com capacidade de identificar 97,5% de casos verdadeiros positivos (sensibilidade) e 87,5% de casos verdadeiros negativos (especificidade). A análise fatorial por componentes principais, em sua resolução final, indicou dois fatores responsáveis por 35,3% da variância total explicada. A precisão pelo alfa de Cronbach variou de 0,90 a 0,96 para os grupos de participantes e grupos de gênero. Sugere-se que outros estudos incluam amostras clínicas maiores.

Análise fatorial; Depressão; Precisão; Precisão do teste

The aim of the study was to investigate the Baptista Depression Rating Scale for Adults to find evidence of validity based on its internal structure, relationship with other variables through criterion groups, sensitivity, specificity and reliability indexes. A total of 771 individuals (70.2% females; 17 to 69 years old) participated in the study of which 691 were undergraduate students, 40 were depressive patients, and 40 were a non-depressive sub-sample paired with the depressive patients according to gender, age and education. The Structured Clinical Interview for DSM-IV^(r) Axis I Disorders (SCID-CV), Clinician Version, (to confirm diagnosis of depressive patients) and the Baptista Depression Rating Scale for Adults were used to collect the data. The results indicated a cutoff point of 88.5, identifying 97.5% of true positive cases (sensitivity) and 87.5% of true negative cases (specificity). The factor principal component analysis indicated two factors responsible for 35.3% of total variance explained. The reliability of Cronbach's alpha ranged from 0.90 to 0.96 for groups of participants and gender groups. Further studies including greater clinical samples are suggested.

Factor analysis; Depression; Precision; Test reliability

A depressão é caracterizada por sentimentos de tristeza ou irritação, anedonia, diminuição da energia, perda de confiança e autoestima, desânimo, pessimismo, sentimento de culpa, diminuição da concentração, alterações no sono e no apetite, e ideias de morte e suicídio, dentre outros. Essas alterações podem interferir nas diferentes áreas, como o pensamento, o humor, os sentimentos e várias percepções relacionadas ao corpo. A pessoa acometida pela depressão pode modificar, até mesmo, os sentimentos em relação a si própria, no mo-do como enfrenta os fatos da vida e também as suas relações pessoais (Del Porto, 2002; Grevet & Knijnik, 2001; Holmes, 2001).

A depressão pode variar em termos de gravidade, podendo ser leve, moderada ou grave, com ou sem sintomas psicóticos. Ocorre em formas episódicas podendo se apresentar em evento único, como também pode ser recorrente e muitas vezes tomar um curso crônico (American Psychiatric Association [APA], 2013; World Health Organization [WHO], 2000). Tanto crianças, como adolescentes, adultos e idosos podem ser afetados pela doença depressiva. A depressão constitui um grande problema de saúde pública, uma vez que é altamente prevalente, é considerada como causa incapacitante para o trabalho e ainda pode ter como resul-tado o suicídio. Em adição, a detecção e o tratamento precoces da depressão constituem estratégias importantes para a prevenção do suicídio, já que grande parte deles ocorre na presença de doença depressiva (Organização Mundial da Saúde, 2001; Sabocki, 2008).

Para o diagnóstico diferencial da depressão é necessário levar em conta vários aspectos, uma vez que os sintomas depressivos são muito comuns e podem ser confundidos ou sobrepostos com outros estados e doenças. Por exemplo, a depressão atípica pode ser confundida com estados limítrofes de personalidade; e a depressão maior, com fadiga crônica, ansiedade e pânico. Ainda, a depressão pode ser confundida com negligência em adolescentes, alcoolismo em adultos, e demência em idosos. Em adição, muitos desses quadros ocorrem junto com a depressão, sendo considerados comorbidades, podendo ser citadas também doenças crônicas, cardíacas, esclerose múltipla, hepatite, encefalite, Parkinson, epilepsia, hipo e hipertireoidismo, dentre outras (Del Porto, 1999; Jurema & Cleare, 2007; Teng, Humes, & Demetrio, 2005; Thayer & Bruce, 2006).

O diagnóstico pode ser auxiliado por meio de escalas autoaplicativas, compreendidas como procedimentos práticos e de baixo custo. Existem várias medidas de avaliação da depressão que diferem em alguns aspectos, pela ênfase atribuída a cada grupo de sintomas, quais sejam: humor, vegetativos, motores, sociais, cognitivos, ansiedade, irritabilidade (Calil & Pires, 1998).

Santor, Gregus e Welch (2006) relataram que a primeira medida criada para avaliar depressão, em 1918, foi desenvolvida por Woodword. O instrumento denominado Psychoneurotic Inventory abarcava o construto da neurastenia e constituiu-se numa extensa coleção de sintomas de depressão e ansiedade. A medida foi utilizada para identificar recrutas do exército americano que poderiam sofrer dificuldades de ajustamento às exigências da vida militar. Desde então, o número de medidas, inventários e listas de sintomas desenvolvidos para avaliar a gravidade de depressão aumentou substancialmente, com medidas novas de depressão que aparecem a cada ano. Os autores pontuam que existe uma boa razão para construção de diferentes medidas de depressão, pois esta tem sido conceitualizada de diferentes formas, incluindo diversas teorias, como psicodinâmica, cognitiva, interpessoal, comportamental, do vínculo, dentre outras.

Em relação às escalas que avaliam a depres-são, algumas delas deixam de distinguir ou até mesmo de incluir sintomas característicos de faixas etárias diferentes, conforme se trate de crianças, adolescentes, adultos ou idosos (Bernstein, 2006; S.K. Bhatia & Bhatia, 2007; Cunha, Buzaid, & Wa-tanabe, 2005; Gazalle, Lima, Tavares, & Hallal, 2004), e, ainda, do gênero feminino ou masculino (Aros, 2008). As escalas adaptadas e traduzidas no Brasil já chegam com seu formato final e, portanto, com número de itens e descritores fechados, o que pode limitar sua capacidade de rastrear sintomas mais específicos de determinada cultura.

Assim, foi desenvolvida uma escala para rastrear a depressão, com a intenção de captar o máximo possível de informações a respeito da sintomatologia da depressão, denominada Escala Baptista de Depressão para Adultos (EBADEP-A) (Baptista, 2012). São necessários estudos que avaliem tal escala para permitir seu uso. Por isso, o objetivo do presente estudo consiste em buscar evidências de validade, baseadas na estrutura interna dos itens e nas relações com outras variáveis, por meio de grupos critério, além dos cálculos de sensibilidade, especificidade e consistência interna da escala.

A validade nesses tipos de testes diagnósticos (escalas de rastreamento) é dividida em sensibilidade (grau para o qual o teste identifica indivíduos com determinada desordem) e especificidade (extensão para a qual aqueles indivíduos livres da condição são identificados). Indivíduos identificados corretamente com a desordem são nomeados como "verdadeiros positivos", enquanto aqueles identificados corretamente como não afetados são deno-minados "verdadeiros negativos". De maneira similar, indivíduos saudáveis classificados incorretamente com a desordem são referidos como "falsos positivos", enquanto aqueles indivíduos afetados e não identificados no teste são denominados "falsos negativos" (Derogatis & Lynn, 2000).

A sensibilidade caracteriza-se pela porcen-tagem de casos verdadeiros positivos. Por isso, testes com elevada sensibilidade são úteis quando é imprescindível a detecção de uma doença ou quando, em fase inicial de diagnóstico, no momento em que várias possibilidades são aventadas, a presença da doença aparece como improvável. A especificidade, por sua vez, indica a porcentagem de verdadeiros negativos, sendo os testes com elevada especificidade utilizados para confirmar ou acrescentar diagnóstico indicado por outros dados e, ainda, quando resultados falsos positivos podem prejudicar o paciente emocional e fisicamente (R.H. Fletcher, Fletcher, & Wagner, 1996; Klein & Costa, 1987).

O ideal seria que um teste fosse altamente sensível, assim como específico. Portanto, estabelece-se arbitrariamente como ponto de corte um escore que favoreça maior índice de sensibilidade e especificidade (Fletcher et al., 1996). Para escalas de rastreamento em particular, espera-se que a sensibilidade seja maior do que a especificidade (Andreoli, Blay, & Mari, 1998). A seguir, serão apresentados alguns estudos realizados com outras escalas que avaliam a depressão.

Pancheri, Picardi, Pasquini, Gaetano e Biondi (2002)estudaram a estrutura fatorial da Escala Depressiva de Hamilton (HDRS, Hamilton Depression Rating Scale), que não tem se mostrado consistente entre os estudos; alguns pesquisadores argumentaram que a estrutura dos fatores da escala não é estável. Fizeram parte da amostra 186 adultos com transtorno depressivo maior, sem outra especificação, distimia e de ajustamento. Os participantes não tinham comorbidade de transtornos do eixo I e eixo II do Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders-IV (DSM-IV), e não tinham rece-bido nenhum tratamento com medicamento anti-depressivo nos dois meses precedentes. A estrutura fatorial da escala foi estudada usando o método de extração por componentes principais, com rotação oblíqua.

Usando o critério de scree-test para a extração de fatores, obteve-se uma solução de quatro fatores, explicando 43,8% da variância total. Os quatro fatores extraídos foram identificados como (1) ansiedade somática/fator de somatização; (2) ansiedade psíquica; (3) depressiva pura e (4) anorexia. Pacientes com transtorno depressivo maior tiveram significativamente maiores escores do que pacientes com outros diagnósticos na dimensão depressiva pura. Os autores concluíram que a HDRS (17-item) possui um fator que descreve sintomas centrais da depressão e outros dois de ansiedade (somática e pura); porém, não possui itens de hiperativação (raiva, irritação, agressividade, hostilidade e agitação psicomotora), que são também importantes e capazes de desempenhar um papel útil na investigação clínica (Pancheri et al., 2002).

Benazzi (2001) avaliou a estrutura fatorial da Montgomery Ã...sberg Depression Rating (MADR) em 251 pacientes com sintomatologia bipolar II e depressiva unipolar (N = 306). A análise fatorial foi calculada por meio do programa Stata 5, considerando itens com cargas fatoriais acima de 0,40. Destacam-se os resultados para pacientes com sintomatologia depressiva unipolar (casos de transtorno depressivo maior e distimia indicados pela Structured Clinical Interview for DSM Disorders [SCID-CV]), apontando a existência de três fatores: 1) relatos de tristeza e tristeza aparente, incapacidade de sentir e pensamentos suicidas; 2) dificuldade de concentração, cansaço, incapacidade sentir e pensamentos pessimistas; 3) tensão interna e redução do sono. Não foram encontradas diferenças significativas entre pacientes com depressão bipolar e unipolar, porém a estrutura fatorial para cada grupo foi diferente, de modo que a diferença mais importante foi o fator vegetativo (sono, apetite) na depressão bipolar II, que corrobora os relatos clínicos das características atípicas desse transtorno.

Caracciolo e Giaquinto (2002) avaliaram a validade de critério da Center for Epidemiological Studies of Depression Scale (CES-D) em 50 pacientes reabilitados neurológicos e 101 ortopédicos. A CES-D foi aplicada segundo critério de seleção por meio do DSM-IV e da Structured Clinical Interview for DSM Disorders (SCID-I), juntamente com a Escala de Hamilton (HAM-D, Hamilton Depression Rating Scale), Mini Mental State Examination (MMSE) e Functional Independence Measure (FIM). Encontrou-se alta correlação entre a HAM-D e a CES-D, variando de 0,60 a 0,66 nos dois grupos de participantes. A CES-D apresentou um bom nível para rastreamento de transtorno depressivo em pacientes reabilitados, e os dados apresentaram uma boa sensibilidade (variando de 89 a 96%) e baixa especificidade (75 e 57%, respectivamente), conseguindo detectar a maioria dos casos verdadeiros positivos, mas mostrando-se limitada para avaliação de verdadeiros negativos.

Já Silveira e Jorge (2000) estudaram as qualidades psicométricas da CES-D com os Critérios Diagnósticos para Pesquisa (RDC, Research Diagnostic Criteria), utilizados na identificação de critérios específicos para a detecção de transtornos psiquiátricos funcionais referentes a sintomas, grau de gravidade, duração e curso da patologia. Os instrumentos foram aplicados em uma amostra de 523 universitários de três diferentes cursos (medicina, arquitetura e economia) e farmacodependentes do Programa de Orientação e Atendimento de Dependentes (PROAD). O estudo permitiu estipular pontos de corte para a escala, sendo que o ponto 15 permitiu detectar todos os casos de trans-tornos depressivos, com 100% de sensibilidade e 75% de especificidade (Silveira & Jorge, 2000).

Bjelland, Dahl, Haug e Neckelmann (2002) realizaram um trabalho de revisão da literatura sobre a validade da Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS). Foram revisados 747 artigos identificados, nos quais a HADS foi utilizada para responder às seguintes questões: (1) Como são a estrutura fatorial, validade discriminante e a consistência interna da HADS? (2) Como a HADS funciona para identificar casos de transtornos de ansiedade e depres-são? (3) Como a HADS se relaciona com outras medidas de autoavaliação de instrumentos utilizados para avaliar ansiedade e depressão? Nos resultados encontrados, a maioria das análises fatoriais realizadas demonstrou uma resolução de dois fatores, de acordo com as subescalas da HADS para ansiedade (HADS-A) e depressão (HADS-D), respectivamente.

Os coeficientes de precisão avaliados pelo alfa de Cronbach para a HADS-A variaram de 0,68 a 0,93 (média de 0,83), e de 0,67 a 0,90 (média de 0,82) para a HADS-D. A sensibilidade e especificidade, tanto para a HADS-A quanto para a HADS-D, foi de cerca de 0,80. No que diz respeito às correlações entre a HADS e outros questionários utilizados, os coeficientes variaram de 0,49 a 0,83. Conclui-se que os estudos pesquisados demonstraram um bom desempenho para a HADS na avaliação de casos e na gravidade dos sintomas e transtornos de ansiedade e depressão, em diferentes amostras (Bjelland et al., 2002).

O estudo de Marcolino et al. (2007) avaliou a validade de critério e a conconsistência interna da HADS em pacientes pré-operatórios. Participaram 135 pessoas, entre pacientes e acompanhantes, utilizados como grupo-controle do Hospital Central da Irmandade da Santa Casa de Misericórdia de São Paulo (ISCMSP). Foi aplicado o Inventário de Depressão de Beck (BDI, Beck Depression Inventory), Inventário de Ansiedade de Beck (BAI, Beck Anxiety Inventory) e a HADS. Destacam-se as correlações para as pontuações dos pacientes e acompanhantes: entre a HADS-A (an-siedade) e o BAI, 0,68 e 0,70 respectivamente; e entre a HADS-D (depressão) e o BDI, 0,67 e 0,68.

A sensibilidade da escala HADS-A foi res-pectivamente de 80,6 e 78,2%, e na escala HADS-D foi de 70,8 e 73,6%. Já a especificidade encontrada para a HADS-A, pacientes e acompanhantes foi respectivamente de 89,5 e 69,6%, e para a HADS-D, de 90,9 e 72,9%. A consistência interna (alfa de Cronbach) encontrada para a HADS-A foi de 0,84 para pacientes e acompanhantes; e para a HADS-D, de 0,83 para pacientes e 0,79 para acompanhantes. Os autores consideraram bons os índices da escala e confirmam seu bom desempenho na triagem para separar ansiedade e depressão entre pacientes cirúrgicos internados (Marcolino et al., 2007).

Gorenstein e Andrade (1998) avaliaram a estrutura fatorial do BDI, por análise fatorial por componentes principais com rotação varimax, considerando a amostra total de 1.080 estudantes universitários. De acordo com a literatura pesquisada, dois fatores são encontrados para o BDI: cognitivo-afetivo e somático. De acordo com os resultados encontrados na análise fatorial, foram extraídos três fatores, responsáveis por 40,8% da variância total. O fator 1 representa a dimensão de autodepreciação (α = 0,76); o fator 2, cognição-afeto (α = 0,77); e o fator 3, a dimensão somática (α = 0,66).

Um estudo conduzido por Lasa et al. (2000) avaliou o desempenho do BDI como instrumento de rastreamento de depressão para a população geral. De uma amostra de 1.250 sujeitos, foram selecionados casos prováveis de depressão, utilizando ponto de corte ≥13 no BDI, e obtendo 5% da amostra total com escore maior que 13. Num segundo momento, psiquiatras confirmaram casos de depressão (N = 32) e não depressão (N = 62), por meio da Schedules for Clinical Assessment in Neuropsychiatry (SCAN). Os resultados confirmaram o ponto de corte com melhor valor preditivo, de 12/13, com 100% de sensibili-dade e 99% de especificidade. Os autores concluíram que o BDI é um bom instrumento para rastrear desordens depressivas nas pesquisas com população geral.

Nos estudos com a versão em português do BDI, por Cunha (2001), foram utilizadas três grandes amostras, constituídas por pacientes psiquiátricos (N = 1.388), pacientes de clínica médica (N = 531) e amostra não clínica da população geral (N = 2.476). No que diz respeito aos diagnósticos com depressão (N = 595), as estimativas de fidedignidade (alfa de Cronbach) variaram de 0,79 a 0,89. Já os estudos com amostras não clínicas, especificamente universitários (N = 1.746), o alfa de Cronbach foi de 0,82. No estudo de validação fatorial do BDI, participaram 204 pacientes com diagnóstico de depressão maior sem comorbidades. Por meio da análise fatorial com rotação Varimax foi possível encontrar três fatores, explicando 43,8% da va-riância total. Esses três fatores refletem queixas cognitivo-afetivas, de desempenho e somáticas. A análise de precisão do BDI com uma amostra de 212 pacientes com diagnóstico apontou um alfa de Cronbach igual a 0,89, o que é considerado satisfatório.

Assim como fizeram esses estudos em rela-ção às outras escalas, este artigo apresenta o mé-todo e os resultados das análises realizadas com a EBADEP-A, visando evidenciar a validade de cons-truto, mediante a avaliação da estrutura interna e grupos critério, além dos valores de sensibilidade, especificidade e consistência interna do instrumento.

Método

Participantes

Participantes do estudo 771 pessoas, distribuídas em três amostras selecionadas por conveniência: (a) 691 universitários (68,6% do gênero feminino; idade entre 17 e 55 anos, Média - M = 24,46; Desvio-Padrão - DP = 5,93); (b) 40 depressivos, provindos de uma clínica psiquiátrica particular que atende também por convênio médico e, ainda, provindos de um centro de saúde pública de cidade do interior do estado de São Paulo (85,0% do gênero feminino; idade entre 22 e 69 anos, M = 40,52; DP = 12,32); e (c) 40 não depressivos, provindos das mesmas cidades dos pacientes depressivos, pareados com o grupo de depressivos por gênero, idade e escolaridade (85% gênero feminino; idade entre 22 e 69 anos, M = 40,52; DP = 12,32). Da amostra total, 70,2% eram do gênero feminino, e os indivíduos avaliados apresentavam idade entre 17 e 69 anos (M = 26,00; DP = 8,60).

Instrumentos

Entrevista Estruturada para o DSM-IV (SCID-CV) - Transtornos do Eixo I

A Entrevista Estruturada para o DSM-IV - Transtornos do Eixo I -, versão clínica (SCID-CV) foi desenvolvida para padronizar os procedimentos diagnósticos entre profissionais psiquiatras. Essa entrevista inicia-se por uma seção de revisão geral, que segue o roteiro de uma entrevista clínica não estruturada. São realizadas perguntas sobre idade, escolaridade e estado civil, entre outros fatores relevantes que compõem o perfil do paciente. Em seguida, o questionário é dividido em módulos, cor-respondentes às categorias diagnósticas de cada transtorno.

Se os critérios essenciais de uma categoria não forem preenchidos, existe a possibilidade de questões remanescentes serem ignoradas, o que permite o descarte rápido de diagnósticos irrelevantes (Del-Bem et al., 2001). No Brasil foi realizado um estudo para verificar a precisão desse instrumento, pela metodologia teste-reteste, com intervalo mínimo de dois dias e máximo de um mês, de uma versão do instrumento traduzido e adaptado para o português. Para a presente pesquisa foi utilizada somente a parte que diz respeito aos trans-tornos de humor, para confirmação ou não de quadros de episódio ou transtorno depressivo maior.

Escala Baptista de Depressão para Adultos

Esta escala foi criada com base em 28 in-dicadores, retirados do DSM-IV-TR (APA, 2002), CID-10 (WHO, 2000), Terapia Cognitiva da Depressão (Beck, Rush, Shaw, & Emery, 1982) e Princípios do Comportamento (Ferster, Culbertson, & Boren, 1977), resultando inicialmente em um instrumento de "screening" (rastreamento). Para a criação das frases que compõem itens, estabeleceu-se um nú-mero mínimo de cinco frases para cada um dos 28 indicadores/descritores, levando-se em conta que os descritores podem ser referidos com as unidades mais básicas da medida do construto de interesse (DeVellis, 2003). Tais frases foram criadas por um grupo de 10 profissionais, sendo todos psicólogos clínicos com experiência em atendimento clínico de depressivos e/ou em avaliação psicológica e construção de instrumentos.

As frases apontam extremos (negativos e positivos), para que o sujeito indique, em uma es-cala, como se sente em relação àquele item, sendo elaboradas de forma abrangente e com linguagem coloquial, para que qualquer pessoa possa se iden-tificar com as afirmações propostas. Dessa forma, as frases buscam padrões opostos aos sintomas correspondentes cujos itens expressam tempora-lidade dos sentimentos e comportamentos a serem expressos pelo respondente.

A seleção das frases levou em conta a ade-quação aos indicadores, a linguagem clara e precisa que pudesse ser compreendida facilmente, tendo como critério norteador a obtenção de, no mínimo, uma frase para cada um dos indicadores. O instrumento constava inicialmente de 75 questões, e tinha como opções de resposta uma escala Likert de 5 pontos (0, 1, 2, 3 e 4), na qual o indivíduo devia responder às perguntas acerca da situação proposta. A pontuação total variava entre 0 e 300, sendo que maiores pontuações apontavam maior sintomatologia depressiva.

As 75 frases dicotômicas foram colocadas numa mesma linha, e os 5 espaços, correspondentes à escala Likert ficaram no meio, de maneira que o sentido das frases (negativo ou positivo) indicava qual espaço deveria ser preenchido, pela proximidade da frase com a maneira como o respondente dizia sentir-se ou comportar-se. Os descritores foram: humor deprimido, perda ou diminuição de prazer, choro, desesperança, desamparo, indecisão, sentimento de incapacidade, sentimentos de inadequação, carência/dependência, negativismo, esquiva de situações sociais, queda de produtividade, inutilidade, autocrítica exacerbada, culpa, diminuição de concentração, pensamento de morte, autoestima rebaixada, falta de perspectiva sobre o presente, falta de perspectiva sobre o futuro (incorporada à desesperança), hipocondria, alteração de apetite, alteração de peso, insônia/hipersonia, lentidão/agitação psicomotora, perda de libido, fadiga/perda de energia e irritação. Na Tabela 1 são apre-sentados exemplos de itens da EBADEP-A.

Tabela 1
Exemplos de itens da Escala Baptista de Depressão para Adultos

1. Viver está cada vez mais difícil	O O O O O	Viver é muito bom
2. Não tenho vontade de chorar	O O O O O	Tenho sentido vontade de chorar

Atualmente, a EBADEP-A encontra-se apro-vada pelo Sistema de Avaliação de Testes Psicológicos (SATEPSI) e já está disponível para comercialização, podendo ser considerada a primeira escala brasileira que avalia depressão, aprovada para uso por psicólogos.

Procedimentos

Após o projeto ter sido aprovado pelo Co-mitê de Ética da Universidade São Francisco, Protocolo CAAE 0203.0.142.000-07, procedeu-se à coleta de dados.

Em relação aos participantes universitários, as aplicações ocorreram em duas instituições particulares do estado de São Paulo, coletivamente, em salas e horários previamente combinados com o professor responsável pela aula naquele momento. Os participantes preencheram o Termo de Consen-timento Livre e Esclarecido (TCLE) e depois responderam à EBADEP-A, durante aproximadamente 30 minutos.

Para os participantes oriundos da clínica psiquiátrica, os instrumentos foram aplicados de forma individuais, até porque incluíam a entrevista SCID-CV. A coleta foi feita na clínica, após a consulta médica, numa sala cedida para tanto. Somente os pacientes com o diagnóstico de transtorno depressivo maior foram indicados pelo psiquiatra, que utilizou critérios da CID-10 para classificação diagnóstica.

Já os participantes classificados como hipótese de depressão foram indicados pela equipe do centro de saúde (fisioterapeuta, psiquiatra, psicólogo e agente de saúde), aproveitando-se o momento de consulta para a aplicação dos instrumentos.

Por sua vez, os pacientes depressivos que recebiam visita domiciliar da equipe da Estratégia de Saúde da Família (ESF) foram convidados a participar da pesquisa, e nesse caso, a aplicação foi realizada nas residências.

Com os depressivos, de uma forma geral, primeiramente explicavam-se os objetivos da pesquisa, sendo-lhes solicitada a participação na pesquisa por meio do TCLE. Em seguida era aplicada a entrevista SCID-CV e, após confirmação do transtorno, procedia-se ao preenchimento da EBADEP-A.

Por fim, com os dados dos pacientes depressivos em mãos, procurou-se o mesmo número de pessoas sem diagnóstico de depressão, com gênero, idade e escolaridade pareados. A coleta se deu também de forma individual, de acordo com a disponibilidade de lugar e horário de cada pessoa. Após a assinatura do TCLE, procedeu-se às duas primeiras perguntas da SCID-CV, referentes aos sintomas centrais da depressão, sendo que os participantes não depressivos não responderam, portanto, à SCID-CV completa. Importante lembrar que, segundo o manual da SCID, no caso de o partici-pante responder negativamente às duas primeiras perguntas, cessa-se a aplicação. Assim, a ausência dos sintomas descritos nas duas primeiras perguntas da SCID-CV permitia a continuação da coleta com a aplicação da EBADEP-A. A duração dessa fase foi, em média, de 40 minutos.

Dadas as dificuldades de acesso a pacientes diagnosticados com depressão e dados, ainda, o tempo e os recursos limitados para a coleta, tanto os participantes do grupo clínico quanto os do grupo controle constituíram uma amostra por conveniência. Por isso, não se buscou estratificar a amostra nem a equidade dos dados nas variáveis gênero, idade e escolaridade, sendo que elas foram levadas em conta apenas para parear as pessoas dos grupos controle e clínico.

A busca por evidências de validade com base na estrutura interna foi realizada por meio de análise fatorial, e os dados referentes às análises que buscavam conhecer a sensibilidade e especificidade do instrumento foram observados por meio da curva Receiver Operation Characteristic (ROC). As esti-mativas de precisão foram demonstradas por meio do alfa de Cronbach.

Resultados e Discussão

Para buscar os índices de sensibilidade e especificidade da EBADEP-A, foram utilizados dois grupos de participantes, quais sejam, depressivos e não depressivos. O diagnóstico de depressão foi confirmado pela entrevista estruturada SCID-CV, utilizada assim como padrão-ouro, do mesmo modo que também foi utilizada para a confirmação dos casos não depressivos. Esses grupos de participantes foram pareados por idade, gênero e nível de escolaridade. O procedimento de análise utilizado foi o da Curva ROC, na qual uma área abaixo da curva é traçada. Quanto maior a área, maior a sensibilidade e menor a especificidade do instrumento avaliado. A Figura 1mostra a curva ROC para os escores da EBADEP-A.

Figura 1.
Curva ROC. Nota: ROC: Receiver Operation Characteristic.

A área encontrada debaixo da curva é igual a 0,984, o que é considerado bastante satisfatório uma vez que se aproxima de 1, e que a curva está bem acima do corte de referência para os índices de sensibilidade e especificidade (Figura 1). Nos resultados da Curva ROC ainda são geradas coor-denadas para melhores índices sensíveis e especí-ficos para os escores. Os pontos de corte sugeridos e os índices correspondentes estão disponíveis na Tabela 2.

Tabela 2
Coordenadas da Curva ROC

Positivo se igual ou maior a	Sensibilidade (verdadeiro positivo)	1 - Especificidade (falso negativo)	Positivo se igual ou maior a	Sensibilidade (verdadeiro positivo)	1 - Especificidade (falso negativo)
15,0000 16,5000 17,5000 20,5000 25,0000 28,0000 29,5000 31,5000 34,5000 39,5000 43,5000 48,0000 54,0000 56,5000 58,5000 64,5000 69,5000 71,5000 74,0000 76,0000 79,0000 83,0000 86,0000 88,5000 90,5000 91,5000 97,5000 105,0000 110,5000 116,5000 125,5000	1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 1,000 0,975 0,975 0,975 0,975 0,975 0,975 0,950 0,950 0,950 0,925 0,900 0,875 0,850	1,000 0,975 0,925 0,900 0,875 0,800 0,775 0,750 0,725 0,700 0,625 0,575 0,550 0,525 0,500 0,475 0,450 0,425 0,375 0,350 0,325 0,200 0,175 0,125 0,125 0,100 0,025 0,025 0,025 0,025 0,025	134,5000 140,5000 144,5000 149,0000 155,5000 161,0000 164,5000 167,5000 171,5000 173,5000 175,5000 177,5000 181,0000 188,5000 196,5000 203,0000 207,0000 209,5000 211,5000 212,5000 214,5000 220,0000 225,5000 230,5000 234,5000 237,5000 244,0000 251,0000 255,0000 257,0000	0,850 0,825 0,800 0,775 0,750 0,725 0,700 0,675 0,650 0,625 0,600 0,575 0,550 0,525 0,475 0,400 0,375 0,350 0,325 0,300 0,275 0,225 0,200 0,175 0,150 0,125 0,100 0,050 0,025 0,000	0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000 0,000

• Nota: Os valores em negrito foram considerados respectivamente o melhor ponto de corte na escala, o melhor índice de sensibilidade e o melhor índice de especificidade. ROC: Receiver Operation Characteristic.

Assim como destacado na Tabela 2, o ponto de corte que oferece melhores índices é 88,5. Isso significa que um escore igual ou maior a esse na EBADEP-A é indicativo de sintomatologia clinicamente significativa, com sensibilidade igual a 0,975 e especificidade igual a 0,875. Em outras palavras, a capacidade do teste em identificar sintomas de depressão é grande, com apenas 2,5% de chance de não incluir um caso verdadeiro de depressão (falso positivo), e 12,5% de chance de incluir um caso de depressão em pacientes que não possuem a sintomatologia clínica (falso negativo).

Os resultados encontrados para sensibilidade (97,5%) e especificidade (87,5%) da escala foram satisfatórios. A sensibilidade maior caracteriza testes de rastreamento, de acordo com Andreoli et al. (1998). Os resultados encontrados estão de acordo com os estudos de Lasa et al. (2000), com índices de 100% de sensibilidade e 99% de especificidade para o BDI; de Caracciolo e Giaquinto (2002), que encontraram 89 e 96% de sensibilidade e 75 e 57% de especificidade em pacientes ortopédicos e neuro-lógicos; e de Silveira e Jorge (2000), que encontraram 100% de sensibilidade e 75% de espe-cificidade na CES-D.

Outras pesquisas que avaliaram os mesmos índices em escalas de depressão encontraram o inverso, ou seja, maior especificidade do que sensibilidade. Nesse sentido, Marcolino et al. (2007) encontraram sensibilidade de 70,8% e especificidade de 90,9% para a HADS-D em pacientes pré-operatórios. Também Cunha (2001) encontrou sensibilidade de 0,77 e especificidade de 0,95 para o BDI em paciente com depressão maior e distimia. Fletcher et al. (1996) ressaltam que testes específicos são utilizados para confirmar ou acrescentar diagnóstico. A EBADEP-A também apresentou bons resultados de discriminação de pacientes, utilizando como parâmetros uma entrevista estruturada (SCID-CV) e a escala Hamilton de depressão (Baptista, Gomes, & Carneiro, 2013).

Fletcher et al. (1996) explicam que o ideal seria um teste com altos índices de sensibilidade e especificidade; por isso busca-se um ponto de corte que favoreça esses dois índices. A EBADEP-A apresentou índices adequados, sendo capaz de captar não só uma alta porcentagem de casos verdadeiros positivos, identificando os indivíduos com provável depressão, mas também uma alta porcentagem de verdadeiros negativos, distinguindo os indivíduos que possivelmente não apresentam depressão. Dessa forma, pode ser utilizada em fase inicial de diagnóstico, para auxiliar ou acrescentar informações à avaliação realizada (Fletcher et al., 1996; Klein & Costa, 1987).

Esse ponto de corte encontrado na curva ROC foi utilizado para segregar a amostra, sem discriminar grupos, com o intuito de aumentar o número de indivíduos com sintomas depressivos consi-deráveis, para que se possa analisar a estrutura interna dos itens da EBADEP-A, utilizando o procedimento da Análise Fatorial.

Utilizando o ponto de corte sugerido pela análise da curva ROC, dos 771 participantes, obteve-se um grupo de 316 indivíduos com consideráveis sintomas de depressão (72 homens e 244 mulheres), equivalente a 41% da amostra total, que foram utilizados neste procedimento. Foi realizada uma análise fatorial exploratória com os 75 itens da EBADEP-A, utilizando o método de adequação de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e o teste de esfericidade de Bartlett. A extração dos fatores foi realizada por meio de componentes principais e rotação varimax. Foi definida a inclusão de itens com carga fatorial igual ou maior a 0,30 e valores próprios (eigenvalues) maiores que 1.

A solução fatorial encontrada apontou 20 fatores, capazes de explicar 65,45% da variância total. O scree plot demonstrou que a solução mais adequada seria a extração de quatro fatores. Seguindo a solução, estabeleceu-se a extração fixada em quatro fatores, porém muitos itens eram comuns a dois ou a três fatores. Sendo assim, aumentou-se a carga fatorial em 0,40. Com esse delineamento, a interpretação de dois dos quatro fatores pareceu bastante semelhante, com itens que descreviam a mesma ideia. Assim, optou-se por limitar o número de fatores para três, ficando o último fator composto por apenas quatro itens. Como o número de itens pertencentes a esse terceiro fator foi mínimo, optou-se por fixar dois fatores, para que esses itens fossem realocados nos outros dois fatores maiores.

A resolução final obteve um KMO igual a 0,903, adequada para extração de fatores, e um índice significativo (p < 0,01) no teste de esfericidade de Bartlett, (χ²= 6372,908; gL = 903), indicando que as correlações entre as variáveis foram satisfatórias para o uso da análise fatorial. Os dois fatores foram responsáveis por 35,32% da variância total explicada (23,30% no primeiro e 12,02% no segundo), com valores próprios iguais a 11,876 no primeiro fator, e 3,311 no segundo fator.

Resultados encontrados em outros estudos que buscaram investigar as propriedades psicométricas de instrumentos que avaliam depressão tiveram resultados ora parecidos, ora díspares, como o Inventário de Depressão Infantil (CDI, Child Depression Inventory) e o CES-D. Wathier, Dell'Aglio e Bandeira (2008)investigaram a estrutura fatorial do CDI em uma amostra de 951 crianças e adolescentes, encontrando a solução de três fatores que explicaram 31,89% da variância das respostas. Por outro lado, Gouveia, Barbosa, Almeida e Gaião (1995), ao adaptarem o CDI em uma amostra de João Pessoa, encontraram uma solução unifatorial, explicando apenas 13,4% da variância total. Cruvinel, Boruchovitch e Santos (2008) também investigaram propriedades psicométricas do CDI em sua forma original, em uma amostra de 157 escolares do ensino fundamental, e encontraram uma solução de cinco fatores que explicavam 43,9% da variância total. Ainda, Golfeto, Veiga, Souza, & Barbeira (2002) também encontraram no CDI cinco fatores, os quais foram responsáveis por 47,41% da variação total dos escores, em um estudo com 287 escolares entre 7 e 14 anos. Com relação ao CES-D, Silveira & Jorge (2000) encontraram uma estrutura fatorial composta por quatro fatores e 53,8% de variância total, em um estudo com adolescentes e adultos jovens.

Por último, na adaptação do BDI-II ao Brasil, Gorenstein, Pang, Argimon e Werlang (2011) en-contraram uma solução de dois fatores nas várias amostras, com variâncias totais explicadas entre 32,03 e 40,13%. São valores bastante próximos ao encontrado neste estudo (35,32%) utilizando-se a EBADEP-A, o que permite lançar a hipótese de que a especificação conceitual do construto parece ser difícil, já que grande parte dos sintomas pode ser comum em diversos problemas psicopatológicos e/ou no cotidiano das pessoas. Soma-se a isso a multidimensionalidade do instrumento, na medida em que pode aumentar a variabilidade nas respostas e diminuir a variância explicada, o que também pode estar ligado ao tipo de amostra, já que, em sua maioria, eram estudantes universitários e não pacientes com diagnóstico.

Neste estudo inicial, foram excluídos 32 itens dos 75 iniciais da EBADEP-A. Os 43 itens restantes dispuseram-se entre dois fatores, ficando o primeiro com 30 itens, e o segundo com 13. Neste estudo, não se apresentam os resultados referentes à versão da escala com 43 itens, por se tratar ainda de uma versão preliminar, à qual poderão ser adicionados ou subtraídos itens, em estudos subsequentes. A Tabela 3 mostra as comunalidades e distribuição dos itens em cada fator, numa matriz rotada, após três interações.

Tabela 3
Comunalidades e componentes da matriz rotada e seus respectivos itens

EBADEP	Comunalidades	Componentes
		1	2
A1 A8 A9 A10 A11 A13 A16 A17 A18 A20 A21	0,213 0,203 0,304 0,307 0,490 0,306 0,264 0,248 0,377 0,199 0,436	0,461 0,437 0,545 0,527 0,612 0,511 0,508 0,470 0,554 0,445 0,567
A22	0,356		0,571
A23 A28 A29 A30 A31 A32 A33 A34	0,484 0,383 0,420 0,452 0,331 0,249 0,170 0,456	0,664 0,492 0,596 0,648 0,575 0,492 0,410 0,635
A37 A38 A39	0,279 0,311 0,279		0,443 0,558 0,452
A41	0,302	0,548
A44	0,317		0,499
A45	0,297	0,438
A47	0,246		0,489
A49 A50 A51	0,607 0,383 0,558	0,755 0,608 0,739
A52	0,452		0,669
A53 A54 A55 A57	0,306 0,571 0,502 0,524	0,419 0,739 0,683 0,697
A60 A61 A63	0,369 0,339 0,274		0,562 0,569 0,515
A64	0,480	0,493
A66 A69 A71	0,267 0,390 0,282		0,466 0,622 0,521
A73	0,201	0,444

• Nota: EBADEP: Escala Baptista de Depressão para Adultos.

O primeiro fator agrupou itens referentes ao humor deprimido, perda ou diminuição de prazer, desesperança, desamparo, sentimento de incapacidade, sentimentos de inadequação, carência/dependência, negativismo, esquiva de situações sociais, queda de produtividade, inutilidade, pensamento de morte, autoestima rebaixada e falta de perspectiva sobre o futuro (incorporada à desesperança). O segundo fator agrupou itens referentes a diminuição de concentração, autoestima rebaixada, alteração de apetite, alteração de peso, insônia, lentidão psicomotora, fadiga/perda de energia e irritação.

O fator 1, denominado provisoriamente de "afetivo-cognitivo" ficou com 30 itens, com um alfa de 0,96. O fator 2, "somático" ficou com 13 itens, e apresentou um alfa de 0,90. A precisão da escala total, com a retirada dos itens, foi de 0,96.

Um resultado de análise fatorial parecido com o encontrado neste trabalho foi observado em um estudo com o BDI, no qual Cunha (2001)encontrou três fatores que explicaram 43,8% da variância total, sendo eles referentes a queixas cognitivo-afetivas, de desempenho e somáticas. Ainda, em outro estudo, Gorenstein e Andrade (1998) encontraram três fatores responsáveis por 40,8% da variância total explicada. O fator 1 representou a dimensão autodepreciação (α = 0,76); o fator 2, cognição-afeto (α = 0,77); e o fator 3, a dimensão somática (α = 0,66). Os índices de precisão encontrados no presente estudo foram maiores que os relatados por esses estudos (0,96 e 0,90), somando-se ainda menor variância nos dois fatores encontrados (35,32%).

Em relação aos fatores, a essência dos itens com padrões afetivo-cognitivos e somáticos foi encontrada, porém há que se considerar que cada instrumento de depressão difere no tamanho, conteúdo, formato de resposta, ênfase de sintomas e objetivos, como apontado por Santor et al. (2006) e por Calil e Pires (1998). Muitos estudos de análise fatorial não discriminam os itens agrupados em cada fator, e assim fica difícil saber se o item se encaixa mesmo em determinada categoria. Somado a isso, são encontradas diferentes categorias de sintomas por diferentes autores. Del Porto (1999), por exemplo, considera a diminuição na capacidade de pensar e concentrar-se como um sintoma psíquico, en-quanto para Calil e Pires (1998) esse sintoma é cognitivo. De qualquer forma, a análise fatorial deste estudo foi de cunho exploratório, já que os depressivos confirmados foram apenas 40, não se descartando a possibilidade da escala, com amostras maiores, ser composta por mais fatores ou mesmo ser unifatorial.

Os itens de precisão pelo alfa de Cronbach foram calculados primeiramente de acordo com o grupo de participantes, composto por universitários, pacientes depressivos e não depressivos. Depois, foram calculados separadamente os índices para homens e para mulheres. Ao final, foi calculado o índice para a amostra total, para todos os participantes. Os resultados estão na Tabela 4.

Tabela 4

Grupos	N	Alfa de Cronbach
U D ND Masculino Feminino Total	691 40 40 230 541 771	0,964 0,943 0,906 0,969 0,969 0,970

• Nota: U: Universitários; D: Depressivos e ND: Não-Depressivos.

Como é possível observar na Tabela 4, todos os índices obtidos são maiores que 0,90. Uma pequena variação foi encontrada entre os grupos de universitários e depressivos, e um índice um pouco menor, no grupo de não depressivos. Já para os grupos masculino e feminino, os índices são exatamente iguais. E para o grupo total, envolvendo toda a amostra, o índice foi o maior encontrado. Todos os índices apresentaram-se altos, e isso indica forte estabilidade do instrumento e a menor ocorrência de erros relacionados à medida. Os achados deste trabalho corroboram os estudos de Silveira e Jorge (2000), que apresentaram alfa de 0,86 para a CESD em universitários e farmacodependentes; de Marcolino et al. (2007), que encontraram índice para a HADS-D de 0,83 em pacientes pré-cirúrgicos; e de Cunha (2001), no qual os índices para depressivos foram de 0,79 a 0,89, e de 0,82 para universitários. Ainda que aceitos e considerados adequados, os índices de precisão encontrados na literatura foram menores que o do presente estudo, o que confere à EBADEP-A uma conconsistência interna bastante satisfatória.

Levando-se em conta que este foi um dos primeiros estudos da primeira versão da EBADEP-A, e esperando que numa versão posterior outros itens com propriedades psicométricas inadequadas sejam eliminados, otimizando mais a escala, conclui-se que ela se torna promissora no rastreamento da depressão. Os índices de precisão foram consistentes, os índices de sensibilidade e especificidade mostraram-se bastante coerentes, e a busca de validade interna por meio da análise fatorial, apesar de exploratória, acabou por revelar as duas dimensões previstas em instrumentos que avaliam a depressão, uma predominantemente afetivo-cognitiva e a outra predominantemente somática.

Outro ponto importante a se considerar é a dificuldade em obter amostra de depressivos confirmados, pois os pacientes em tratamento medicamentoso já têm seus sintomas mais contidos. Os depressivos da amostra utilizada no presente estudo foram, no geral, pessoas já diagnosticadas com depressão, porém em fase de crise (episódio). Foi a piora nos sintomas que os levou ao médico e também à coleta de dados. Por conta dessa dificuldade, não foi possível obter um número maior de depressivos, o que limitou várias análises e comparações. Espera-se que outros estudos possam incluir um número maior de depressivos, para contribuir mais adequadamente com os estudos de validade de instrumentos avaliatórios da depressão.

As análises realizadas tiveram cunho mais exploratório e investigativo. Como parte de um projeto maior, o presente estudo colaborou com formas diversas de analisar os dados da EBADEP-A. Os estudos futuros com a escala em questão podem tomar outro caminho, pois se trata de uma primeira versão, em fase embrionária, sendo possível que novas estruturas fatoriais sejam encontradas.

Este estudo deixa aqui sua contribuição, estimando que suas limitações possam ser superadas. Sugere-se que, nos estudos envolvendo a SCID-CV para confirmação diagnóstica da depressão, os dados utilizados sejam empregados também como critério, de maneira a avaliar os sintomas relatados e compará-los com os instrumentos de autorrelato. Ao lado disso, buscar estratificar a amostra e a equidade de dados entre os grupos também pode forta-lecer os resultados relatados neste estudo, além de, no futuro, propiciar amostras mais representativas.

Referências

• American Psychiatric Association. (2002). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (4th ed., text rev.). Washington, DC: Author.
• American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders - 5. Arlington, DC: Author.
• Andreoli, S B, Blay, S. L., & Mari, J. J. (1998). Escalas de rastreamento de psicopatologia. Revista de Psiquiatria Clínica, 25(5): 229-232.
• Aros, M S. (2008). Produção científica sobre depressão: análise de resumos (2004-2007) (Dissertação de mes-trado não-publicada). Pontífica Universidade Católica de Campinas.
• Baptista, M N. (2012). Manual Técnico da Escala Baptista de Depressão para Adultos - EBADEP-A. São Paulo: Vetor.
• Baptista, M N., Gomes, J. O., & Carneiro, A. M. (2013). Exploratory Study of Diagnostic Abilities of the Baptista Depression Scale - Adult Version (EBADEP-A). Paidéia, 23(56): 301-309.
• Beck, A T., Rush, A. J., Shaw, B. F., & Emery, G. (1982). Uma visão geral. In: A. T. Beck, A. J. Rush, B. F. Shaw, & G. Emery. Terapia cognitiva da depressão (pp.15-45). Rio de Janeiro: Zahar.
• Benazzi, F. (2001). Factor analysis of the montgomery asberg depression rating scale in 251 bipolar II and 306 unipolar depressed outpatients. Progress in Neuro-Psychopharmacology & Biological Psychiatry, 25(7): 1369-1376.
• Bernstein, K S. (2006). Clinical assessment and management of depression. Medsurg Nursing, 15(6): 333-342.
• Bhatia, S K., & Bhatia, S. C. (2007). Childhood and Adolescent Depression. American Family Physician, 75(1): 73-80.
• Bjelland, I., Dahl, A. A., Haug, T. T., & Neckelmann, D. (2002). The validity of the Hospital Anxiety and Depression Scale An updated literature review. Journal of Psychosomatic Research, 52(2): 69- 77.
• Calil, H M., & Pires, M. L (1998). Aspectos gerais das escalas de avaliação de depressão. Revista de Psiquiatria Clínica , 25(5): 240-244.
• Caracciolo, B., & Giaquinto, S. (2002). Criterion validity of the Center For Edpidemiological Studies Depression (CES-D) scale in a sample of rehabilitation inpatients. Journal of Rehabilitation Medicine, 34(5): 221-225.
• Cruvinel, M., Boruchovitch, E., & Santos, A. A. A. (2008). Inventário de Depressão Infantil (CDI): análise dos parâ-metros psicométricos. Fractal: Revista de Psicologia, 20(2): 473-490.
• Cunha, B F V, Buzaid, A., & Watanabe, C. E. (2005). Depressão na infância e adolescência: revisão bibliográ-fica. Revista Virtual da Sociedade de Cardiologia do Estado de São Paulo, 15(3): 8-16.
• Cunha, J. (2001). Manual em português das Escalas Beck. São Paulo: Casa do Psicólogo.
• Del-Ben, C M, Vilela, J. A. A., Crippa, J. A. S., Hallak, J. E. C., Labate, C. M., & Zuardi, A. W. (2001). Confiabilidade da "Entrevista Clínica Estruturada para o DSM-IV - Versão Clínica" traduzida para o português. Revista Brasileira de Psiquiatria, 23(3): 156-159.
• Del Porto, J A. (1999). Depressão: conceito e diagnóstico. Revista Brasileira de Psiquiatria, 21(1): 6-11.
• Del Porto, J A. (2002). Depressão: conceito e diagnóstico. In: J. J. Mari, G. B. Filho, I. A. S. Bordin, & E. C. M. Filho. Atualização em psiquiatria 1 (pp.21-29). São Paulo: Casa do Psicólogo.
• Derogatis L R., & Lynn, L L . (2000) .Psychological tests in screening for psychiatric disorder. In: M. E. Maruish. The Use of Psychological Testing for Treatment Planning and Outcomes Assessment (pp.41-79). New Jersey: Lawrence Erlbaum.
• DeVellis, R F. (2003). Guidelines in scale development. In: R. F. DeVellis. Scale Development: Theory and apllications. Thousand Oaks: Sage.
• Ferster, C B., Culbertson, S., & Boren, M C . (1977) . Depressão clínica. In: C. B. Ferster, S. Culbertson, & M. C Boren. Princípios do comportamento.São Paulo: Hucitec.
• Fletcher, R H, Fletcher, S. W., & Wagner, E. H. (1996). Epidemiologia clínica: elementos essenciais. Porto Alegre: Artmed.
• Gazalle, F K, Lima, M. S., Tavares, B. F., & Hallal, P. C. (2004). Sintomas depressivos e fatores associados em população idosa no Sul do Brasil. Revista de Saúde Pública, 38(3): 365-371.
• Golfeto, J H, Veiga, M. H., Souza, L., & Barbeira, C. (2002). Propriedades psicométricas do Inventário da Depressão Infantil (CDI) aplicado em uma amostra de escolares de Ribeirão Preto. Revista de Psiquiatria Clínica, 29(2): 66-70.
• Gorenstein, C, & Andrade, L. (1998). Inventário de de-pressão de Beck: propriedades psicométricas da versão em português. Revista de Psiquiatria Clínica, 25(5): 245-250.
• Gorenstein, C, Pang, W. Y., Argimon, I. L., & Werlang, B. S. G. (2011). Manual do Inventário de Depressão de Beck - BDI-II. São Paulo: Casa do Psicólogo.
• Gouveia, V V, Barbosa, G. A., Almeida, J. H., & Gaião, A. (1995). Inventário de Depressão Infantil - CDI: estu-do de adaptação com escolares de João Pessoa. Jornal Brasileiro de Psiquiatria, 44(7): 345-349.
• Grevet, E H, & Knijnik, L. (2001). Diagnóstico de de-pressão maior e distimia. Revista da AMRIGS, 45(3/4): 108-110.
• Holmes, D S. (2001). Psicologia dos transtornos mentais. Porto Alegre: Artes Médicas.
• Juruena, M F, & Cleare, A. J. (2007). Superposição entre depressão atípica, doença afetiva sazonal e síndrome da fadiga crônica. Revista de Psiquiatria Brasileira, 29(1): 35-48.
• Klein, C H., & Costa, E. A. (1987). Os erros de classificação e os resultados de estudos epidemiológicos. Cadernos de Saúde Pública, 3(3): 35-46.
• Lasa, L, Ayuso-Mateos, J. L., Vazquez-Barquero, J. L., Diez-Manrique, F. J., & Dowrick, C. F. (2000). The use of the Beck Depression Inventory to screen for depression in the general population: A preliminary analysis. Journal of Affective Disorders, 57(1): 261-265.
• Marcolino, J A M., Mathias, L. A. S. T., Piccinini Filho, L., Guaratini, A. A., Suzuki, F. M., & Alli, L. A. C. (2007). Escala Hospitalar de Ansiedade e Depressão. Revista Brasileira de Anestesiologia, 57(1): 52-62.
• Organização Mundial de Saúde. (2001). Relatório mundial da saúde. Saúde mental: nova concepção, nova esperança. Recuperado em novembro 20, 2005, de http://www.who.int/whr/2001/en/whr01_po.pdf
  » http://www.who.int/whr/2001/en/whr01_po.pdf
• Pancheri, P., Picardi, A., Pasquini, M., Gaetano, P., & Biondi, M. (2002). Psychopathological dimensions of depression: A factor study of the 17-item Hamilton depression rating scale in unipolar depressed outpatients. Journal of Affective Disorders, 68(1): 41-47.
• Sabocki, P. (2008). Public health implications of depression. Actas Españolas de Psiquiatría, 36(1): 17-20.
• Santor, D A., Gregus, M., & Welch, A. (2006). Eight decades of measurement in depression. Measurement, 4(3): 135-155.
• Silveira, D X., & Jorge, M. R. (2000). Propriedades psico-métricas da escala de rastreamento populacional para depressão CES-D em populações clínica e não-clínica de adolescentes e jovens adultos. Revista de Psiquiatria Brasileira, 25(5): 11-16.
• Teng, C T., Humes, E. C., & Demetrio, F. N. (2005). De-pressão e comorbidades clínicas. Revista de Psiquiatria Clínica, 32(3): 149-159.
• Thayer, K., & Bruce, M. L. (2006). Recognition and management of major depression. The Nurse Practitioner, 31(5): 13-25.
• Wathier, JL, Dell'Agio, D.D., & Bandeira, D. R. (2008). Análise fatorial do Inventário de Depressão Infantil (CDI) em amostra de jovens brasileiros. Avaliação Psicológica, 7(1): 75-84.
• World Health Organization. (2000). Global forum for health research: The 10/90 report on health research 2000. Genebra: Author Retrieved August 10, 2006, from http://www.datasus.gov.br/cid10 .
  » http://www.datasus.gov.br/cid10

• Artigo elaborado a partir da tese de M.S. SOUZA, intitulada "Evidências de validade e precisão para a Escala de Depressão de Baptista e Sisto (EDEP)". Universidade São Francisco, 2010.
• Apoio: Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (Bolsa nº 266338) e Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (nº 305724/2008-8).

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  Jul-Sep 2015

Histórico

• Recebido
  23 Nov 2012
• Revisado
  24 Jun 2014
• Aceito
  05 Ago 2014