Propriedades psicométricas do questionário de percepção da ameaça da doença crônica em pediatria^*

Resumos

Objetivo:

o objetivo do estudo foi avaliar as propriedades psicométricas do Questionário de Percepção de Doenças Versão Breve em uma amostra de adolescentes com condições endócrinas ou pneumológicas crônicas. Analisar a dimensionalidade e reduzir a escala elaborando baremas por sexo e diagnóstico médico.

Método:

avaliamos 510 pacientes com idades entre 9 e 16 anos usando o Questionário de Percepção de Doenças Versão Breve e a Escala Hospitalar de Ansiedade e Depressão. Foram realizados testes de confiabilidade, validade do construto, validade de critério e comparação de médias segundo o diagnóstico e as variáveis sociodemográficas. As análises de confiabilidade e validade mostraram propriedades psicométricas adequadas para essa escala, obtendo melhores resultados para uma única dimensão após a exclusão de 3 itens.

Resultados:

observou-se que adolescentes com diabetes tipo 1 e meninas demonstraram maior percepção da ameaça da doença. A ansiedade/depressão associou-se positivamente à percepção da doença.

Conclusão:

este questionário é uma ferramenta útil e prática para avaliar o ajuste à doença em pacientes pediátricos.

Descritores:
Psicometria; Endocrinologia; Pediatria; Pneumologia; Adaptação; Psicológica

Objective:

the objective of the study was to assess the psychometric properties of the Brief Illness Perception Questionnaire in a sample of adolescents with chronic endocrine or pneumological conditions and to analyze the dimensionality and reduce the scale elaborating scales by sex and medical diagnosis.

Method:

we evaluated 510 patients aged 9-16 years using the Brief Illness Perception Questionnaire and the Hospital Anxiety and Depression Scale. We carried out tests of reliability, construct and criterion validity and a comparison of means based on the diagnosis and socio-demographic variables. The reliability and validity analyses showed adequate psychometric properties for this scale, with better results obtained for a single dimension after eliminating 3 items.

Results:

adolescents with type 1 diabetes and girls were found to have an increased threat perception of their illness. Anxiety/depression was positively associated with the perception of illness.

Conclusion:

this questionnaire is a useful and practical tool for evaluating adjustment to illness in pediatric patients.

Descriptors:
Psycometrics; Endocrinology; Pediatrics; Pulmonary Medicine; Adaptation; Psychological

Objetivo:

el objetivo del estudio ha sido valorar las propiedades psicométricas del Cuestionario Breve de Percepción de la Enfermedad en una muestra de adolescentes con condiciones crónicas endocrinas o neumológicas. Analizar la dimensionalidad y reducir la escala elaborando baremos por sexo y diagnóstico médico.

Método:

evaluamos 510 pacientes de entre 9-16 años mediante el Cuestionario Breve de Percepción de la Enfermedad y la Escala Hospitalaria de Ansiedad y Depresión. Realizamos pruebas de fiabilidad, validez de constructo y criterial y comparación de medias en función del diagnóstico y variables sociodemográficas. Los análisis de fiabilidad y validez mostraron adecuadas propiedades psicométricas para esta escala, obteniendo mejores resultados para una única dimensión después de eliminar 3 ítems.

Resultados:

se observó que los adolescentes con diabetes tipo 1 y las niñas mostraban mayor percepción de amenaza de la enfermedad. La ansiedad/depresión se asociaron positivamente con la percepción de enfermedad.

Conclusión:

este cuestionario resulta una herramienta útil y práctica, con la que evaluar el ajuste a la enfermedad en pacientes pediátricos.

Descriptores:
Psicometría; Endocrinología; Pediatría; Neumología; Adaptación; Psicológica

Introdução

A avaliação da percepção da doença tem atraído grande interesse⁽¹⁾, uma vez que pode afetar, entre outros, a qualidade de vida, o bem-estar ou a adesão ao tratamento por parte dos pacientes^(1-6). Nesse sentido, parece que aqueles que percebem sua doença como mais ameaçadora apresentam mais ansiedade, depressão e pior qualidade de vida^(1-3).

O processamento da resposta emocional e cognitiva à doença ajuda os pacientes a se regularem emocionalmente para melhor se adaptarem à sua condição, o que, por sua vez, pode alterar sua representação cognitiva ou emocional. Assim, o termo percepção da doença refere-se às representações mentais que se tem sobre a doença, em relação à identidade (nome e sintomas), causas, consequências, curso e controle da mesma^(7-8).

Tudo isso parece particularmente relevante no caso das doenças crônicas (DCs), pois trata-se um problema de saúde que permanece ao longo do tempo e que requer um manejo contínuo ao longo dos anos, mudanças nos estilos de vida e pode afetar a possível evolução futura da doença⁽⁹⁾.

No entanto, nem todas as DCs parecem causar os mesmos efeitos. Tais efeitos parecem ser mais graves no caso de doenças endócrinas, como Diabetes Mellitus tipo 1 (DM1), do que no caso de doenças respiratórias, como a asma⁽¹⁰⁾.

Apesar de sua importância, poucos estudos abordaram esse conceito na adolescência, período especialmente complicado, com menores taxas de adesão ao tratamento, maior quantidade de comportamentos de risco e mais problemas psicopatológicos^(5,11).

Embora existam diferentes modelos e instrumentos para o estudo da resposta adaptativa à doença^(12-13), o modelo vigente na literatura há anos é o Modelo de Autorregulação do Senso Comum⁽¹⁴⁾.

A partir desse modelo, foi elaborado o Questionário de Percepção da Doença (IPQ - Illness Perception Questionaire)⁽¹⁰⁾, provavelmente o instrumento internacional mais utilizado para avaliar esse construto^(1,15). Inicialmente contendo 38 itens, posteriormente foi lançada uma versão revisada ampliada (IPQ-R), composta por 70 itens, incluindo as respostas cognitiva e emocional⁽¹⁶⁾. Nos últimos anos, com o objetivo de simplificar e facilitar sua implementação, foi desenvolvido o IPQ Versão Breve (BIP-Q), composto por 9 itens⁽¹⁰⁾ , proporcionando uma avaliação simples e rápida desse construto⁽¹⁷⁾.

O BIP-Q vem sendo usado em 36 países e foi traduzido para 26 idiomas, tendo sido empregado para inúmeras doenças^(2-3,18-19) em faixas etárias dos 8 aos 80 anos. A adaptação linguística do BIP-Q para o espanhol foi feita em adultos com diferentes DCs, incluindo doenças endócrinas e respiratórias⁽¹⁵⁾. Entretanto, apesar de seu uso generalizado, poucos estudos analisam suas propriedades psicométricas^(2,20-22), sendo ainda mais escassos no contexto espanhol⁽¹⁵⁾. Da mesma forma, não parece haver nenhum estudo que analise as propriedades psicométricas do BIP-Q em pacientes pediátricos com condições crônicas.

Em relação a esse instrumento, um aspecto que permanece hoje como fonte de debate refere-se à sua dimensionalidade: enquanto alguns estudos sugerem a utilização de cada item como subescala⁽¹⁷⁾, outros postulam a existência de duas dimensões (cognição e emoção)⁽¹⁸⁾ ou três dimensões (incluindo a compreensão da doença às anteriores)⁽²⁰⁾. Da mesma forma, não parece haver consenso sobre o efeito que o sexo, a idade ou o tipo de doença têm sobre a percepção de ameaça^(10,23-24). Outra limitação do instrumento diz respeito à ausência de baremas interpretativos para facilitar sua interpretação em função do tipo de doença ou condição crônica.

Portanto, o objetivo principal deste estudo é analisar as propriedades psicométricas do BIP-Q em uma amostra de adolescentes com doença crônica, estudando a dimensionalidade da escala e o efeito da idade, do sexo e do diagnóstico médico, e se foram fornecidos baremas interpretativos.

Tudo isso permitirá o desenvolvimento de programas de intervenção e prevenção que melhorem a qualidade de vida desses pacientes.

Método

Participaram do estudo adolescentes (n=510) portadores de doenças crônicas com idades entre 9 e 16 anos (M=12,03, DP=2,05). Os dados foram coletados entre junho de 2016 e janeiro de 2018, após a obtenção do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido junto aos responsáveis, em unidades de Endocrinologia ou Pneumologia pediátrica de centros hospitalares da Comunidade Valenciana. Esta pesquisa tem o endosso dos comitês de ética da Universidade de Valência e dos vários hospitais participantes, tendo sido obtida a aceitação de todos eles.

A informação foi coletada por meio de uma entrevista utilizando-se um instrumento composto por um registro ad hoc com variáveis sociodemográficas e dois instrumentos padronizados (BIP-Q - Questionário de Percepção da Doença Versão Breve e HADS - Escala Hospitalar de Ansiedade e Depressão), sempre pelo mesmo profissional. As variáveis analisadas e os instrumentos utilizados foram: Registro ad hoc: foram coletadas informações sobre idade, sexo do paciente e tipo de doença crônica pediátrica; e as variáveis analisadas com os instrumentos utilizados foram: Percepção da ameaça da doença (BIP-Q) e avaliação clínica depressivo-ansiosa (HADS).

O Brief-Illness Perception Questionnaire ou Questionário de Percepção de Doenças Versão Breve (BIP-Q)⁽¹⁰⁾ em sua versão traduzida para o espanhol⁽¹⁵⁾, é composto por 9 itens. Os primeiros 8 itens (consequências, duração, controle pessoal, controle do tratamento, identidade, preocupação, resposta emocional e compreensão da doença) são respondidos utilizando-se uma pontuação em escala tipo Likert, de 0 a 10, segundo o grau de concordância. O último item, causas, é de resposta aberta, avaliada citando as 3 respostas mais importantes sobre o que se acredita ter causado a doença. O escore geral é obtido invertendo-se os itens 3, 4 e 7 e adicionando-os ao escore dos itens 1, 2, 5, 6 e 8. Quanto maior o escore total, maior a percepção da doença como ameaça. Em estudos prévios não realizados em população adolescente, o BIP-Q apresentou propriedades psicométricas adequadas, com taxas de consistência interna adequadas variando de α= 0,67-0,89, dependendo do estudo e do tipo de amostra^{(2,10,15,20-22)}.

A Escala Hospitalar de Ansiedade e Depressão (HADS)⁽²⁵⁾, versão adaptada ao castelhano⁽²⁶⁾, é uma escala Likert composta por 14 itens agrupados em duas dimensões: ansiedade (HADS-A) e depressão (HADS-D). Ambas as subescalas são compostas por 7 itens intercalados ao longo do questionário (ansiedade sendo os itens ímpares e depressão, os pares). O formato da resposta varia de 0 a 3, sendo 0 o menor escore ou nenhuma presença de sintomatologia e 3, o escore máximo ou presença de sintomatologia. Escores mais altos indicam níveis mais elevados de sintomatologia ansioso-depressiva. Estudos prévios encontraram propriedades psicométricas adequadas em relação à sua confiabilidade ou consistência interna⁽²⁶⁾: α=0,68-0,93 (Mα=0,83) para a escala de ansiedade e entre 0,67 e 0,90 (Mα=0,82) para a escala de depressão^(27-28), com pontuações mais elevadas geralmente na escala de ansiedade. Nesta amostra, obteve-se α=0,63 para ansiedade e α=0,56 para depressão.

Para a análise dos dados: em primeiro lugar, foi analisada a confiabilidade da escala (alfa de Cronbach, Confiabilidade Composta (CC) e Índice de Variância Média Extraída (IVE)). Em seguida, foi analisada sua validade (Análise Fatorial Exploratória (AFE), Análise Fatorial Confirmatória, (AFC) e Validade Preditiva do Instrumento). A AFE foi realizada pelo processo recomendado⁽²⁹⁾, utilizando-se o Método dos Mínimos Quadrados Não Ponderados (ULS), a Análise Paralela e a Rotação Oblimin Direta. Por outro lado, as AFCs foram realizadas por estimativa robusta da Máxima Verossimilhança (ML), com o objetivo de corrigir a ausência de normalidade multivariada. A adequação das AFCs foi verificada usando a significância do qui-quadrado e a correção robusta de Satorra-Bentler (S-B χ²)^(30-31), a razão entre χ² e seus graus de liberdade (χ²/gl), bem como de S-B X² e seus graus de liberdade (ajuste adequado ≤5)⁽³²⁾, o Índice de Ajuste Comparativo (CFI), o Índice de Ajuste Incremental (IFI) (ajuste adequado ≥0,90)⁽³³⁾ e a Raiz do Erro Quadrático Médio de Aproximação (RMSEA) (ajuste adequado ≤ 0,08)⁽³⁴⁾.

Em seguida, analisou-se a relação entre o BIP-Q e o HADS por meio de regressões lineares hierárquicas múltiplas, analisando-se as diferenças de médias de acordo com o diagnóstico (ANOVA de um fator), sexo e duas faixas etárias (pré-adolescentes 9-12 anos e adolescentes 12-16 anos) (teste t). Para a idade, eles foram recodificados em dois grupos. Por fim, os baremas foram calculados com base nos escores do percentil, segundo o diagnóstico e o sexo. As análises estatísticas foram realizadas utilizando-se os softwares SPSSv24, FACTOR⁽³⁵⁾ e EQSv6.3.

Resultados

Participaram do estudo adolescentes (n=510) com doenças crônicas e idades entre 9 e 16 anos (M=12,03, DP=2,05), sendo 42,4% (n=216) pré-adolescentes (9-12 anos) e 55,6% (n=294) adolescentes (12-16 anos). Dentre eles, 54,5% eram meninos (n=278). A amostra foi distribuída da seguinte forma: 51,1% (n=262) com problemas respiratórios crônicos (PRC), 22,4% (n=113) com DM1 e 26,5% (n=135) com baixa estatura (BE).

Ao analisar a consistência interna da escala BIP-Q, verificou-se que a confiabilidade inicial da estrutura original para a solução unifatorial e bifatorial apresentou índices inadequados (α≤0,70). Na versão final do questionário após a eliminação de três itens, os dados finalmente mostraram que a confiabilidade da solução unifatorial melhorou, atendendo aos índices aceitáveis (α=0,76) mas não para a solução bifatorial (Tabela 1). Da mesma forma, ao se calcular a confiabilidade composta (CC), apenas os índices na solução unifatorial foram aceitáveis. Por fim, ao analisar o índice de variância média extraída (IVE), os escores foram adequados nos dois modelos, uma vez que os escores foram superiores a 0,40. Portanto, considerou-se que a solução unifatorial foi a que apresentou os melhores índices de consistência interna.

Tabela 1
Análise de itens, confiabilidade e IVE^* do questionário para cada uma das soluções. Valência, ESP, Espanha, 2016-2018

Solução ou modelo		M†	DP‡	rjx§	α-x||	A¶	K**
Unifatorial	Ameaça de doença ᆆ = 0,56; ᆆ (sem os itens 3,4 e 7) = 0,76; ;CC‡‡=0,82; CI§§=(0,72-0,79); IVE*=0,57
	BIP-Q1	3,16	2,52	0,52	0,45	0,50	-0,45
	BIP-Q2	5,71	3,08	0,19	0,53	-0,05	-1,23
	BIP-Q3	3,55	3,11	0,15	0,57	0,78	-0,46
	BIP-Q4	1,86	2,24	0,09	0,57	1,37	1,48
	BIP-Q5	3,28	2,73	0,34	0,50	0,37	-0,86
	BIP-Q6	3,65	3,01	0,50	0,44	0,45	-0,87
	BIP-Q7	3,70	3,06	0,05	0,63	0,62	-0,58
	BIP-Q8	2,59	3	0,45	0,46	0,87	-0,46
Bifatorial	Cognitiva: ᆆ = 0,38; ᆆ (sem os itens 3 e 4) = 0,62; ;CC‡‡=0,69; CI§§=(0,56-0,67); IVE*=0,59)
	BIP-Q1	3,16	2,52	0,39	0,18	0,50	-0,45
	BIP-Q2	5,71	3,08	0,20	0,33	-0,05	-1,23
	BIP-Q3	3,55	3,11	0,06	0,45	0,78	-0,46
	BIP-Q4	1,86	2,24	0,11	0,39	1,37	1,48
	BIP-Q5	3,28	2,73	0,25	0,29	0,37	-0,86
	Afetiva: ᆆ = 0,68; α= 0,68 ;CC‡‡=0,84; CI§§=(0,62-0,73); IVE*=0,84)
	BIP-Q6	3,65	3,01	0,51	-	0,45	-0,87
	BIP-Q8	2,59	3	0,51	-	0,87	-0,46

• ^*
  IVE = Índice de variância média extraída (adequado ≥,40);
• ^†
  M = Média;
• ^‡
  DP = Desvio padrão;
• ^§
  r_jx = Correlação item-total;
• ^||
  α-x = Alfa de Cronbach sem o item;
• ^¶
  A = Assimetria;
• ^**
  K = Curtose;
• ^††
  α = Alfa de Cronbach (adequado ≥,70);
• ^‡‡
  CC = Confiabilidade composta (adequado ≥,70)

Antes de realizar a AFE e a AFC, determinamos a adequação dos dados por meio do teste de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e do teste de esfericidade de Bartlett. O teste de KMO (KMO=0,75) e o teste de esfericidade de Bartlett (χ²= 393,6, gl= 28; p≤0,001) retornaram valores adequados, tendo sido, portanto, realizadas a AFE e a AFC. Em seguida, e como sugere a literatura^(29-30), a amostra foi dividida em dois, controlando idade, sexo e diagnóstico: o grupo A (n=255) foi utilizado para a AFE e o grupo B (n=255), para a AFC.

A AFE foi calculada usando FACTOR com os 8 itens da versão original. A análise paralela sugeriu duas estruturas, uma consistindo de uma única dimensão e a outra consistindo de duas dimensões. Após a aplicação da AFE definida em duas dimensões, sugeriu-se a eliminação do item 7 (coerência), uma vez que sua carga fatorial era menor que 40 (especificamente, seu valor foi 0,35). Após essa eliminação, a solução fatorial apresentou boas taxas de ajuste (RMSEA=0,05; CFI=0,99), sendo a variância explicada pelo primeiro fator de 23,66% e pelo segundo fator de 11,46%. Para a dimensão unifatorial, os dados sugeriram a eliminação dos itens 3, 4 e 7, uma vez que suas cargas fatoriais estavam abaixo de 40 (Item 3 =0,06; Item 4 = 0,02 e item 7 = 0,24) (RMSEA=0,12, CFI=0,85), sendo a variação total explicada de 21,33%.

Em seguida, foram realizadas diferentes AFC. Os indicadores de qualidade do ajuste para ambas as soluções (unifatorial e bifatorial) foram inadequados, sendo necessário reespecificar o modelo, eliminando os itens 3, 4 e 7 (Tabela 2). Após essas reespecificações, ambos os modelos apresentaram ajuste adequado, embora as taxas de ajuste tenham sido ligeiramente melhores no caso da solução unifatorial. Por fim, obteve-se a versão reduzida do questionário de 5 itens, com escore final de 50 pontos e na qual o escore mais alto está relacionado a uma maior percepção de ameaça da doença (Figura 1).

Tabela 2
Indicadores de ajuste da AFC^* para as soluções bifatoriais e unifatorial do BIP-Q^†. Valência, ESP, Espanha, 2016-2018

Modelo	χ2‡	S-B-χ2§	gl ||	p ¶	S-B χ²/gl**	CFI††	IFI‡‡	RMSEA§§
8 items (1 fator)	120,34	83,46	20	≤0,001	4,17	0,77	0,78	0,11(0,09-0,14)
8 items (2 fatores)	218,78	136,06	12	≤0,001	11,33	0,53	0,55	0,20 (0,17-0,23)
5 items (1 fator sem os itens 7,4,3)	12,94	8,12	5	0,15	1,62	0,99	0,99	0,05 (0,01-0,11)
5 items (2 fatores sem os itens 7,4,3)	12,85	8,58	4	0,07	2,15	0,98	0,98	0,07 (0,01-0,13)

• ^*
  AFC = Análise fatorial confirmatória;
• ^†
  BIP-Q = Questionário de percepção de ameaça da doença;
• ^‡
  χ² = Qui-quadrado;
• ^§
  S-B-χ² = Correção robusta de Satorra-Bentler qui-quadrado;
• ^|
  gl = Graus de liberdade;
• ^¶
  zp = Nível de significância;
• ^**
  S-B χ²/gl= Razão entre S-B χ² e gl, ajuste (adequado≤5);
• ^††
  CFI = Índice de ajuste comparativo (adequado ≥,90);
• ^‡‡
  IFI = Índice de ajuste incremental(ajuste adequado≥0,90);
• ^§§
  RMSEA = Raiz do erro quadrático médio de aproximação (ajuste adequado: ≤0,08)

Figura 1
Versão final do questionário BIP-Q^* desta versão. Valência, ESP, Espanha, 2016-2018

BIP-Q*
Nas perguntas a seguir, circule o número que melhor representa sua opinião.
O quanto sua doença afeta sua vida?
(Não afeta absolutamente nada) 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 (Afeta gravemente a minha vida)
Quanto tempo você acha que sua doença vai durar?
(Muito pouco tempo) 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 (Para sempre)
Até que ponto você sente sintomas devido à sua doença?
(Absolutamente nenhum sintoma) 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 (Muitos sintomas graves)
Até que ponto você está preocupado com sua doença?
(Absolutamente nada preocupado) 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 (Extremamente preocupado)
Até que ponto sua doença o afeta emocionalmente? (Quer dizer, isso faz com que se sinta com raiva, assustado, enojado ou deprimido?
(Não afeta absolutamente nada emocionalmente) 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 (Afeta extremamente emocionalmente)

• ^*
  BIP-Q = Questionário de percepção de ameaça da doença

Portanto, como sugere a literatura^(10,23-24), procedeu-se à análise do efeito da idade e da percepção da ameaça de doença (BIP-Q) sobre a ansiedade e a depressão, utilizando duas regressões hierárquicas lineares de duas etapas, utilizando-se como variáveis preditivas: idade (etapa 1) e percepção de ameaça da doença (etapa 2) e como critério de variáveis, ansiedade e depressão, mensuradas pela HADS. Na primeira etapa, a idade explicou 3% (ΔR² =,03, p ≤,01) da ansiedade e 2% (ΔR²=,02, p ≤,05) da depressão. A inclusão da percepção de ameaça da doença provocou um aumento de 3% (ΔR²= ,03, p ≤,001) da variância explicada para ansiedade e de 4% (ΔR² =0,04, p ≤0,001) para a depressão. Ambas as variáveis ​​previram positivamente 6% de ansiedade e depressão (R² _corr =0,06), sendo a percepção da doença um pouco mais explicativa (ansiedade: β=0,18, p≤0,001; depressão: β=0,20, p≤0,001) do que a idade (ansiedade: β=0,16, p=0,02; depressão: β=0,15, p≤0,001).

Em seguida, as diferenças na percepção da doença foram analisadas segundo as variáveis sociodemográficas. Foram encontradas diferenças significativas entre todos os grupos de diagnóstico (F=26,09, p≤0,001), com tamanhos de efeito entre moderados e grandes, mostrando maior percepção de ameaça por diabéticos (M=24,39, DP=9,54) em comparação àqueles com BE (M=13,97, DP=9,80, d=1,08) e doenças respiratórias (M=18,69, DP=9,74, d=0,59), e uma maior percepção de ameaça respiratória em relação aos pacientes com BE (d=0,49). Da mesma forma, não foram encontradas diferenças com base em pré-adolescentes e adolescentes, mas com base no sexo (t449=-2,18, p=,03). As meninas apresentaram maior percepção da ameaça da doença (M=19,52, DP =9,94) do que os meninos (M=17,41, DP=10,44) observando-se um pequeno tamanho do efeito (d=0,21).

Por fim, para facilitar a interpretação dos escores, os principais percentis foram calculados de acordo com o diagnóstico e o sexo, ignorando as faixas etárias, dada a ausência de diferenças entre os grupos (Tabela 3).

Tabela 3
Baremas para percepção da ameaça da doença (BIP-Q^*) em função do diagnóstico e do sexo. Valência, ESP, Espanha, 2016-2018

	Percepção de ameaça da doença (BIP-Q*)
Percentil	DM1† (n‡=113)		BE§ (n‡=135)		Doenças Respiratórias (n‡=241)		Percentil
	Meninos (n‡=62)	Meninas (n‡=51)	Meninos (n‡=81)	Meninas (n‡=54)	Meninos (n‡=124)	Meninas (n‡=117)
90	37	33	26,80	25,50	29,50	34	90
80	29,40	28	18,32	21	25	29	80
70	24,20	25,40	18,32	18,32	23	26	70
60	21	24	17	17	20	23	60
50	18,32	18,32	13	14,50	16	20	50
40	18,32	18,32	11	12	13	17	40
30	18,32	18,32	8,60	9	10	14	30
20	18,32	18,32	7	6	7	12	20
10	13,60	13,20	4,20	3,50	5,50	8	10

• ^*
  BIP-Q = Questionário de percepção de ameaça da doença;
• ^†
  DM1 = Diabetes Mellitus Tipo 1;
• ^‡
  n = Tamanho do grupo;
• ^§
  BE= Baixa Estatura

Discussão

A presença de DC na adolescência, seja ela endocrinológica ou pneumológica, pode ser percebida como uma ameaça à saúde e à sobrevivência⁽¹¹⁾, podendo influenciar o curso e a resolução de sua doença^(6,8). Portanto, é necessário ter instrumentos para sua mensuração^(12-13), sendo o BIP-Q o mais utilizado^(2,17,20).

No entanto, até o momento, suas propriedades psicométricas não foram analisadas em adolescentes com DC, nem no contexto da Espanha. Portanto, nosso estudo tem como objetivo analisar as propriedades psicométricas do BIP-Q em uma amostra de 510 adolescentes com DC.

Após a análise das propriedades psicométricas, o número de itens finais foi reduzido para 5, obtendo-se assim a versão reduzida apresentada neste estudo, que possui propriedades psicométricas adequadas. Embora a própria escala já tivesse sido reduzida, foi necessário remover itens, pois, ao analisar as propriedades psicométricas na amostra estudada, os índices de ajuste não se mostraram adequados. Após a remoção dos itens 3, 4 e 7, a confiabilidade e a validade do questionário melhoraram significativamente. Em se tratando da dimensionalidade da escala^(1,17,20), embora ambos os modelos unifatorial e bifatorial pareçam adequados, de modo geral, o modelo unifatorial parece melhor. A solução unifatorial foi escolhida porque ao analisar os resultados obtidos como um todo, tanto nas análises de confiabilidade quanto nas análises de validade (fator exploratório e confirmatório), observou-se que a confiabilidade melhora ao eliminar itens com carga abaixo de 0,40, passando para 0,56 com 8 itens e 0,76 com 5 itens, o que é considerado aceitável no modelo unifatorial. No entanto, escores abaixo de 0,70 são obtidos para a solução bifatorial nas versões original e de 5 itens propostas neste estudo.

Quanto à validade de critério, como sugere a literatura^(1-3), a principal variável preditiva da sintomatologia depressivo-ansiosa é o nível de percepção da ameaça da doença e, em seguida, a idade.

No que se refere à análise da influência das variáveis sociodemográficas sobre a percepção de ameaça da doença, conforme sugerido em pesquisa anterior⁽¹⁰⁾, são encontradas diferenças dependendo do tipo de doença, sendo que os adolescentes com DM1 apresentam níveis mais elevados de ameaça do que os adolescentes com problemas respiratórios. Notou-se também não haver diferenças segundo a idade, como indicado na literatura⁽³⁶⁾, mas sim de acordo com o sexo, corroborando dados da literatura especializada⁽²⁴⁾. Por fim, com o objetivo de facilitar o diagnóstico, são apresentados baremas de interpretação que podem ajudar o profissional de saúde a avaliar rapidamente e facilmente a percepção da ameaça de seus pacientes com DC.

Apesar das contribuições da presente investigação, existem limitações, sobretudo no tocante à amostra estudada, uma vez que os procedimentos de amostragem não são probabilísticos ou representativos de todas as DCs. Por outro lado, observa-se também maior proporção de pacientes com doença respiratória, dificultando a generalização dos resultados encontrados. Finalmente, embora o uso de autorrelatos seja uma ferramenta comum, ele pode introduzir vieses devido à conveniência social.

Sugere-se que futuras pesquisas utilizem amostragem probabilística, estendam a amostra para outros contextos, e até mesmo incluam outras doenças pediátricas, combinando outras mensurações objetivas ou fisiológicas.

Apesar disso, o estudo é de particular interesse, dada a lacuna existente no contexto pediátrico e na amostra obtida. O uso deste instrumento na pediatria é inédito, uma vez que este questionário no contexto espanhol vem sendo utilizado apenas na população adulta⁽¹⁵⁾, e não em populações adolescentes. O fato de o questionário não ser específico para uma doença crônica propriamente dita, mas permitir substituir termos como asma ou diabetes, tratamento médico com inaladores ou insulina, ao longo de sua realização, facilita o seu uso. Portanto, consideramos que possa ser útil para qualquer DC pediátrica, além de ser de fácil administração e correção. Portanto, o questionário BIP-Q é uma ferramenta útil e prática para se avaliar o ajuste à doença.

Conclusão

Os resultados deste estudo mostram que a Versão Breve Espanhola do Questionário de Percepção da Doença (BIP-Q) é um instrumento confiável, válido e com propriedades psicométricas sólidas, que funciona adequadamente na avaliação da percepção da ameaça de doenças pediátricas crônicas.

• *
  A publicação deste artigo na Série Temática “Recursos Humanos em Saúde e Enfermagem” se insere na atividade 2.2 do Termo de Referência 2 do Plano de Trabalho do Centro Colaborador da OPAS/OMS para o Desenvolvimento da Pesquisa em Enfermagem, Brasil. Apoio financeiro da Asociación Española de Psicología Clínica, Psicopatología e da Federación Española de Asociaciones de Terapia Familiar, el Programa VLC-BIOMED (Instituto de Investigación La Fe, Hospital Universitario y Politécnico La Fe y Universitat de València), la Ayuda de Iniciación a la Investigación de la Universitat de València y la Ayuda predoctoral de la Generalitat Valenciana (ACIF17) e do fondo social europeo, Espanha.

References

• ¹
  Broadbent E, Wilkes C, Koschwanez H, Weinman J, Norton S, Petrie KJ. A systematic review and meta-analysis of the Brief Illness Perception Questionnaire. Psychol Health. 2015 Aug 26;30(11):1361-85. doi: 10.1080/08870446.2015.1070851.
  » https://doi.org/10.1080/08870446.2015.1070851
• ²
  Chew BH, Vos RC, Heijmans M, Shariff-Ghazali S, Fernandez A, Rutten GEHM. Validity and reliability of a Malay version of the brief illness perception questionnaire for patients with type 2 diabetes mellitus. BMC Med Res Methodol. 2017 Aug 3;17(1):118. doi: 10.1186/s12874-017-0394-5.
  » https://doi.org/10.1186/s12874-017-0394-5
• ³
  Nowicka-Sauer K, Banaszkiewicz D, Staskiewicz I, Kopczynski P, Hajduk A, Czuszynska Z, et al. Illness perception in Polish patients with chronic diseases: Psychometric properties of the Brief Illness Perception Questionnaire. J Health Psychol. 2016 Aug; 21(8):1739-49. doi: 10.1177/1359105314565826.
  » https://doi.org/10.1177/1359105314565826
• ⁴
  Hagger MS, Orbell S. A meta-analytic review of the common-sense model of illness representations. Psychol Health. 2003 Apr;18(2):141-84. doi:10.1080/088704403100081321
  » https://doi.org/10.1080/088704403100081321
• ⁵
  Woith WM, Rappleyea ML. Emotional representation of tuberculosis with stigma, treatment delay, and medication adherence in Russia. J Health Psychol. 2016 May;21(5):770-80. doi: 10.1177/1359105314538349.
  » https://doi.org/10.1177/1359105314538349
• ⁶
  Parfeni M, Nistor I, Covic A. A systematic review regarding the association of illness perception and survival among end-stage renal disease patients. Nephrol Dial Transplant. 2013 Oct;28(10):2407-14. doi: 10.1093/ndt/gft194.
  » https://doi.org/10.1093/ndt/gft194
• ⁷
  Lau RR, Bernard TM, Hartman KA. Further explorations of common-sense representations of common illnesses. Health Psychol. 1989;8(2):195-219. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0278-6133.8.2.195
  » http://dx.doi.org/10.1037/0278-6133.8.2.195
• ⁸
  Petrie KJ, Weinman J. Patients’ perceptions of their illness: The dynamo of volition in health care. Curr Dir Psychol Sci. 2012 Jan 31;21(1):60-5. doi: 10.1177/0963721411429456
  » https://doi.org/10.1177/0963721411429456
• ⁹
  Bodenheimer T, Lorig K, Holman H, Grumbach K. Patient self-management of chronic disease in primary care. JAMA. 2002 Nov;288(19):2469-75. doi:10.1001/jama.288.19.2469
  » https://doi.org/10.1001/jama.288.19.2469
• ¹⁰
  Broadbent E, Petrie KJ, Main J, Weinman J. The Brief Illness Perception Questionnaire. J Psychosom Res. 2006 Jun;60(6):631-7. doi:10.1016/j.jpsychores.2005.10.020
  » https://doi.org/10.1016/j.jpsychores.2005.10.020
• ¹¹
  Calderon C, Carrete L, Vera J. Validation of a scale of health beliefs about type 1 diabetes for the Mexican context: HBM-T1DM. Salud Publica Mex. 2018 Apr;60(2):175-83. doi:10.21149/8838
  » https://doi.org/10.21149/8838
• ¹²
  Lloyd KR, Jacob KS, Patel V, St. Louis L, Bhugra D, Mann AH. The development of the Short Explanatory Model Interview (SEMI) and its use among primary-care attenders with common mental disorders. Psychol Med. [Internet]. 1998 Sep [cited Oct 24, 2018];28(5):1231-7. Available from: https://www.cambridge.org/core/services/aop-cambridge-core/content/view/S0033291798007065
  » https://www.cambridge.org/core/services/aop-cambridge-core/content/view/S0033291798007065
• ¹³
  Rüdell K, Bhui K, Priebe S. Concept, development and application of a new mixed method assessment of cultural variations in illness perceptions: Barts explanatory model inventory. J Health Psychol. 2009 Mar;14(2):336-47. doi: 10.1177/1359105308100218.
  » https://doi.org/10.1177/1359105308100218
• ¹⁴
  Leventhal H, Phillips LA, Burns E. The Common-Sense Model of Self-Regulation (CSM): a dynamic framework for understanding illness self-management. J Behav Med. 2016 Dec;39(6):935-46. doi: 10.1007/s10865-016-9782-2
  » https://doi.org/10.1007/s10865-016-9782-2
• ¹⁵
  Pacheco-Huergo V, Viladrich C, Pujol-Ribera E, Cabezas-Peña C, Núñez M, Roura-Olmeda P, et al. Percepción en enfermedades crónicas: validación lingüística del Illness Perception Questionnaire Revised y del Brief Illness Perception Questionnaire para la población española. Aten Primaria. 2012 May;44(5):280-7. doi: 10.1016/j.aprim.2010.11.022
  » https://doi.org/10.1016/j.aprim.2010.11.022
• ¹⁶
  Moss-Morris R, Weinman J, Petrie K, Horne R, Cameron L, Buick D. The revised Illness Perception Questionnaire (IPQ-R). Psychol Health. 2010 Oct;17(1):1-16. doi: 10.1080/08870440290001494
  » https://doi.org/10.1080/08870440290001494
• ¹⁷
  Karatas T, Sükrü Ö, Kutlutürkan S. Factor structure and psychometric properties of the brief illness perception questionnaire in Turkish cancer patients. Asia-Pacific J Oncol Nurs. 2017;4(1):77-3. doi: 10.4103/2347-5625.199080.
  » https://doi.org/10.4103/2347-5625.199080
• ¹⁸
  Broadbent E, Wilkes C, Koschwanez H, Weinman J, Norton S, Petrie KJ. A systematic review and meta-analysis of the Brief Illness Perception Questionnaire. Psychol Health. 2015 Aug 26;30(11):1361-85. doi:10.1080/08870446.2015.1070851
  » https://doi.org/10.1080/08870446.2015.1070851
• ¹⁹
  Zhang L, Fu T, Yin R, Zhang Q, Shen B. Prevalence of depression and anxiety in systemic lupus erythematosus: A systematic review and meta-analysis. BMC Psychiatry. 2017 Feb 14;17(1):70. doi: 10.1186/s12888-017-1234-1.
  » https://doi.org/10.1186/s12888-017-1234-1
• ²⁰
  Zhang N, Fielding R, Soong I, Chan KKK, Lee C, Ng A, et al. Psychometric assessment of the Chinese version of the brief illness perception questionnaire in breast cancer survivors. PLoS One. 2017 Mar 20;12(3):1-10. doi:10.1371/journal.pone.0174093
  » https://doi.org/10.1371/journal.pone.0174093
• ²¹
  Bazzazian S, Besharat MA. Reliability and validity of a Farsi version of the brief illness perception questionnaire. Procedia - Soc Behav Sci. 2010;5(2):962-5. doi:10.1016/j.sbspro.2010.07.217
  » https://doi.org/10.1016/j.sbspro.2010.07.217
• ²²
  Leysen M, Nijs J, Meeus M, van Wilgen PC, Struyf F, Vermandel A, et al. Clinimetric properties of illness perception questionnaire revised (IPQ-R) and brief illness perception questionnaire (Brief IPQ) in patients with musculoskeletal disorders: A systematic review. Man Ther. 2015 Feb;20(1):10-7. doi:10.1016/j.math.2014.05.001
  » https://doi.org/10.1016/j.math.2014.05.001
• ²³
  Pesut D, Raskovic S, Tomic-Spiric V, Bulajic M, Bogic M, Bursuc B, et al. Gender differences revealed by the Brief Illness Perception Questionnaire in allergic rhinitis. Clin Respir J. 2014 Jul; 8(3):364-8. doi: 10.1111/crj.12082.
  » https://doi.org/10.1111/crj.12082
• ²⁴
  Adrián-Arrieta L, Casas-Fernández de Tejerina JM. Self-perception of disease in patients with chronic diseases. Semergen. 2018 Jul-Aug;44(5):335-41. doi:10.1016/j.semerg.2017.10.001
  » https://doi.org/10.1016/j.semerg.2017.10.001
• ²⁵
  Zigmond AS, Snaith RP. The hospital anxiety and depression scale. Acta Psychiatr Scand. [Internet]. 1983 Jun [cited Oct 24, 2019];67(6):361-70. Available from: https://onlinelibrary.wiley.com/doi/abs/10.1111/j.1600-0447.1983.tb09716.x
  » https://onlinelibrary.wiley.com/doi/abs/10.1111/j.1600-0447.1983.tb09716.x
• ²⁶
  Ibáñez E, Caro I. La escala hospitalaria de ansiedad y depresión: su utilidad práctica en psicología de la salud. Boletín Psicol [Internet]. 1992 [cited Oct 24, 2018];(36):43-9. Available from: https://books.google.es/books?id=DM7qngEACAAJChan Y-F, Leung DYP, Fong DYT
  » https://books.google.es/books?id=DM7qngEACAAJ
• ²⁷
  Leung CM, Lee AM. Psychometric evaluation of the Hospital Anxiety and Depression Scale in a large community sample of adolescents in Hong Kong. Qual Life Res. 2010 Aug;19(6):865-73. doi:10.1007/s11136-010-9645-1
  » https://doi.org/10.1007/s11136-010-9645-1
• ²⁸
  Martin CR, Lewin RJP, Thompson DR. A confirmatory factor analysis of the Hospital Anxiety and Depression Scale in coronary care patients following acute myocardial infarction. Psychiatry Res. 2003;120(1):85-94. doi:10.1016/S0165-1781(03)00162-8
  » https://doi.org/10.1016/S0165-1781(03)00162-8
• ²⁹
  Lloret-Segura, S, Ferreres-Traver, A, Hernández-Baeza, A, Tomás-Marco, I. El análisis factorial exploratorio de los ítems: una guía práctica, revisada y actualizada. Anales Psicol. [Internet]. 2014 [cited Oct 10, 2018];30(3):1151-69. Available from: http://www.redalyc.org/articulo.oa?id=16731690031
  » http://www.redalyc.org/articulo.oa?id=16731690031
• ³⁰
  Satorra A, Bentler P. Corrections to test stadistics and standard errors in covariance structure analysis. In: von Eye A, Clogg CC, editors. Latents variable analysis: applications to developmental research. Thousand OAKS: SAGE Publications; 1994.
• ³¹
  Bentler PM. Comparative fit indexes in structural models. Psychol Bull. 1990; 107: 238-46. doi:10.1037/0033-2909.107.2.238
  » https://doi.org/10.1037/0033-2909.107.2.238
• ³²
  Brynne B. Structural equation modeling with AMOS: Basic concepts, applications, and programming. 2n ed. Routledge, editor. New York; 2009.
• ³³
  MacCallum RC, Austin JT. Applications of structural equation modeling in psychological research. Annu Rev Psychol. 2000; 51:201-26. doi:10.1146/annurev.psych.51.1.201.
  » https://doi.org/10.1146/annurev.psych.51.1.201
• ³⁴
  Browne MW, Cudeck R. Alternative Ways of Assessing Model Fit. Sociol Methods Res. 1992 Nov 1;21(2):230-58. doi:10.1177/0049124192021002005
  » https://doi.org/10.1177/0049124192021002005
• ³⁵
  Lorenzo-Seva U, Ferrando PJ. FACTOR: A computer program to fit the exploratory factor analysis model. Behav Res Methods. 2006 Feb;38(1):88-91. doi: 10.3758/BF03192753
  » https://doi.org/10.3758/BF03192753
• ³⁶
  McLafferty L, Craig A, Levine A, Jones N, Becker A, Szigethy E. Thematic analysis of physical illness perceptions in depressed adolescents with inflammatory bowel disease (IBD). Inflamm Bowel Dis. [Internet]. 2011 Jan [cited Oct 22, 2018];17(suppl_1):S54-S54. Available from: http://dx.doi.org/10.1093/ibd/17.supplement1.S54a
  » http://dx.doi.org/10.1093/ibd/17.supplement1.S54a

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  03 Fev 2020
• Data do Fascículo
  2020

Histórico

• Recebido
  15 Out 2018
• Aceito
  30 Set 2019