2015, Vol. 1(2): 31-45
Propriedades
psicométricas da versão portuguesa do Inventário Geriátrico de Ansiedade numa
amostra de idosos utentes de estruturas residenciais
Artigo Original
Fernanda Daniel i ✉, Henrique Vicente i, Sónia Guadalupe i, Alexandre Silva i, Helena Espírito
Santo i
https://doi.org/10.7342/ismt.rpics.2015.1.2.22
Recebido
5 junho 2015
Aceite
30 agosto 2015
Contexto:
O progressivo aumento na prevalência, tanto de
sintomatologia como de perturbações de ansiedade nas idades avançadas,
aconselha a utilização extensiva de inventários no rastreio nesta população
que, em todos os lugares do mundo, se tem tornado cada vez mais numericamente
expressiva.
Objetivos:
O objetivo deste artigo é apresentar os resultados
dos estudos de validação e de fidedignidade da versão portuguesa do Inventário
Geriátrico de Ansiedade (GAI) numa amostra de idosos institucionalizados.
Métodos:
Depois da tradução e retroversão do GAI, a versão
portuguesa foi administrada a 805 idosos institucionalizados. A fidedignidade
da escala foi avaliada através do coeficiente alfa de Cronbach e a validade
fatorial através do método de extração de componentes principais. O estudo da
validade convergente foi efetuado com a Escala Geriátrica de Depressão e com a
Lista de Afetos Negativos, enquanto a validade descriminante foi efetuada com a
Lista de Afetos Positivos e a Escala de Satisfação com a Vida. Utilizámos a
análise fatorial confirmatória com recurso aos modelos de equações estruturais.
Usámos a área sob a curva ROC (AUC)
para prever a presença de perturbação de ansiedade generalizada.
Resultados:
A escala apresenta boa consistência interna (α = 0,94) e bons indicadores de validade convergente e divergente, todos
significativos. O modelo revelou uma boa qualidade de ajustamento aos dados (χ2/gl
= 2,81; TLI = 0,96; CFI = 0,96; RMSEA = 0,05), apoiando uma solução de um fator único. A análise
ROC revelou uma sensibilidade de 100% e especificidade de 84,7% na deteção de
perturbação de ansiedade generalizada com um ponto de corte de 13 (AUC = 0,92). Finalmente, verificou-se
que as mulheres apresentam pontuações médias mais altas do que os homens.
Conclusões:
O GAI apresenta boas qualidades psicométricas e
fatorial para medir sintomas de ansiedade em rastreios epidemiológicos e em
contextos de institucionalização geriátrica.
Palavras chave: Ansiedade; Autorrelato; População Idosa; Psicometria
Portugal apresentava-se,
em 2013, como um dos países com maior proporção de pessoas acima dos 60 anos de
idade, assumindo a 9.ª posição de entre os 201 países listados no mundo
(UN-DESA, 2013). Entre os momentos censitários de 1960 e 2011, a população
jovem com idades entre 0 e 14 anos passou de 2.591.955 para 1.572.546, enquanto
a população idosa com 65 anos ou mais passou de 708.569 para 2.022.504 (FFMS,
2015). De referir que o crescimento não é homogéneo dentro da própria população
idosa, pois é o grupo daqueles com idade superior ou igual a 75 anos que mais
cresce.
Num enquadramento
sociodemográfico pontuado pela necessidade de promoção de um envelhecimento
ativo, a Organização Mundial de Saúde (2005) chama a atenção para a relevância
de programas que abordem as questões da saúde mental, com particular foco para
os subdiagnósticos de doença mental, especialmente a depressão, que engloba o
espectro de doenças crónicas que mais afetam as pessoas idosas ao nível global.
Apesar deste enfoque nas perturbações de humor, estudos empíricos sobre a
prevalência de ansiedade sugerem que também esta se tornou um problema
generalizado nas idades avançadas (Therrien & Hunsley, 2012).
A ansiedade é uma entidade
clínica com uma história recente, sendo redefinida como estado mental
patológico apenas no século XIX (Bound, 2004). A ansiedade deteve um papel
relevante nas formulações psicanalíticas que a tomavam como manifestação
sintomática de um conflito neurótico ou como sinal adaptativo da presença de
perigo. Contudo, a tentativa de desenvolver sistemas de diagnóstico ateóricos
(e.g., o Diagnostic and Statistical
Manual of Mental Disorders) conduziu os clínicos a encararem a ansiedade
mais como uma doença do que como um sintoma (Gabbard, 1998). A sua apropriação,
enquanto vocábulo integrado no discurso médico e no discurso leigo, é muito
frequente (Bound, 2004). Esta apropriação não é alheia ao facto de todos nós já
termos experienciado “ansiedade”, a qual pode ser caracterizada como um
mal-estar difuso, uma resposta emocional que engloba um conjunto de
manifestações fisiológicas (e.g., sudação, taquicardia, alterações
respiratórias), que visa preparar o organismo para a ação face a perigos
eminentes ou problemas potenciais, e cuja manifestação pode estar dependente de
circunstâncias de vida bem delimitadas ou ocorrer sem causa aparente (Comer,
2013; Johansen, 2013; Kring, Johnson, Davison, & Neale, 2010). Enquanto
antecipação de uma ameaça futura (American Psychiatric Association, 2014), a
ansiedade detém uma função adaptativa, embora investigações realizadas nos
Estados Unidos tenham demonstrado que, para cerca de um terço das pessoas, a
ansiedade é uma doença debilitante nalgum momento de vida (Johansen, 2013).
O Estudo Epidemiológico
Nacional de Saúde Mental (FCM-UNL, 2013) mostra que Portugal apresenta uma taxa
de prevalência de perturbações psiquiátricas entre as mais altas da Europa,
destacando-se dos outros países sobretudo no grupo das perturbações de
ansiedade. Este apresenta uma prevalência de 16,5%, sendo seguido das
perturbações de humor que apresentam uma prevalência de 7,9%. De entre as
perturbações de ansiedade, salientam-se as perturbações fóbicas com uma
prevalência de 8,6%. Relativamente à sua relevância nas camadas mais idosas da
população, os dados de prevalência de perturbações de ansiedade revelam que o
grupo com idade acima dos 65 anos apresenta menor risco em relação a outros
grupos etários. Ademais, os dados indicam que este grupo apresenta prevalências
estimadas para os diferentes grupos nosológicos significativamente mais baixas,
aspeto que os autores do estudo pensam poder estar associado a um componente de
recall bias (FCM-UNL, 2013).
Os estudos epidemiológicos
relativos à psicopatologia na população idosa apresentam uma tendência
histórica para negligenciar as perturbações de ansiedade, em proveito das
perturbações depressivas e demências (Beekman et al., 1998; Byrne, Pachana,
Gonçalves, Arnold, King, & Keat Khoo, 2008; Byrne et al., 2010), embora
tenha havido nos últimos anos um aumento considerável de publicações sobre a
prevalência, natureza e consequências da ansiedade nas idades avançadas (Bryant,
Jackson, & Ames, 2008; Mohlman et al., 2012).
Essa tendência reflete-se
também na prática clínica, mantendo-se a ansiedade nas fases finais do ciclo
vital subdiagnosticada e subtratada (Pachana & Byrne, 2011). Embora esta
questão, pela complexidade inerente, transborde o escopo do presente trabalho,
importa tecer alguns aportes compreensivos, sem pretensão de exaustividade.
Assim, uma possível explicação para a subdeteção prende-se com a
desvalorização, por parte de idosos e técnicos, de determinados sinais e
sintomas, que são equivocadamente considerados parte integrante e habitual do
processo de envelhecimento (Trocóniz & Montorio, 1999). Relativamente ao
subtratamento, uma hipótese avançada reporta-se aos efeitos do idadismo entre
os profissionais de saúde mental, em que a existência de imagens sociais
negativas da velhice determinaria, causalmente, uma subutilização dos serviços
e tratamentos por parte da população idosa (Butler, 1975). Esta hipótese tem
sido amplamente discutida e debatida na literatura, com os dados empíricos a
não facultarem suporte inequívoco e sugerirem a necessidade de explicações mais
complexas que envolvam fatores sistémicos, como a acessibilidade dos serviços
ou questões económicas (Robb, Chen, & Haley, 2002). De qualquer modo, Gatz
e Pearson (1988) assinalam que os técnicos de saúde mental poderiam não
manifestar atitudes negativas globais para com as pessoas idosas, mas deter
vieses específicos relativos aos tratamentos a administrar (e.g., considerar
que a psicoterapia da depressão é ineficaz nos idosos).
Em 1998, dados
provenientes do Longitudinal Aging Study
Amsterdam (LASA) permitiram estimar a prevalência de perturbações de
ansiedade entre os idosos em 10,2%, sendo a perturbação de ansiedade
generalizada (PAG) a mais comum (7,3%), seguida das perturbações fóbicas
(3,1%), distúrbio de pânico (1,0%) e perturbação obsessivo-compulsiva (0,6%)
(Beekman et al., 1998). Estes dados são confirmados numa revisão mais recente
(Riedel-Heller, Busse, & Angermeyer, 2006). Uma outra revisão de estudos de
prevalência indicou que, tanto a ansiedade sintomática, como as perturbações de
ansiedade, são comuns entre as pessoas idosas, embora subsistam várias controvérsias
entre as quais: inconsistências na prevalência reportada de ansiedade nos
idosos; a própria natureza da ansiedade nesta população; a (in)existência de um
decréscimo na ansiedade com o envelhecimento; e a questão da comorbilidade com
a depressão e outras patologias (Bryant
et al., 2008).
Relativamente à primeira
questão, Therrien e Hunsley (2012), numa outra
revisão da literatura, encontraram estimativas de prevalência de perturbações de
ansiedade a variar entre 1,2% e 15% em amostras comunitárias de idosos,
aumentado para valores entre 1% e 28% em amostras clínicas, podendo a
prevalência das perturbações de ansiedade em pacientes idosos hospitalizados
chegar aos 43%. De assinalar que as estimativas de prevalência de sintomas de
ansiedade que não satisfazem os critérios de diagnóstico de uma perturbação
ascendem ao intervalo de 15-52,3% em amostras da comunidade e 15-56% no
contexto clínico (Therrien & Hunsley, 2012). Segundo Bryant e colaboradores
(2008), as diferenças entre estudos podem estar associadas a diferentes
mensurações da ansiedade, nomeadamente mensuração dimensional versus categorial. A última pode
conduzir a uma subestimação da ansiedade nas idades avançadas, não identificando
as manifestações subsindromáticas cuja significância clínica é cada vez mais
reconhecida. Note-se ainda que num estudo Canadiano foi verificado que as
pessoas idosas com perturbação de ansiedade procuram menos os serviços de saúde
do que os que sofrem de depressão (Scott, Mackenzie, Chipperfield, &
Sareen, 2010).
Quanto à questão do
decréscimo da ansiedade com a idade, existem evidências empíricas que sustentam
uma redução intrínseca na suscetibilidade à depressão e ansiedade com o
envelhecimento (Henderson, Jorm, Korten, Jacomb, Christensen, & Rodgers,
1998), embora os estudos não revelem um padrão consistente (Jorm, 2000).
Possíveis fatores subjacentes a este declínio incluem o decréscimo da
responsividade emocional e o aumento do controlo emocional e imunização
psicológica ao stress concomitantes ao avançar da idade, embora seja igualmente
relevante considerar prováveis efeitos de coorte (Jorm, 2000).
Relativamente à questão da
comorbilidade, importa salientar que as perturbações ansiosas são mais prevalentes
em pessoas idosas com doença de Parkinson (Matheson et al., 2012), défice
cognitivo ligeiro (Beaudreau e O’Hara, 2008), problemas gerais de saúde física
(Dong, Chen, & Simon, 2014; Gale et al., 2011; Wang, Shu, Dong, Luo, &
Hao, 2013), abuso de substâncias (Fingerhood, 2000; Kuerbis, Sacco, Blazer,
& Moore, 2014; Simoni-Wastila &
Yang, 2006), problemas de sono (Koffel
& Watson, 2009) e depressão (Lenze et al., 2000; Potvin et al., 2013).
Acresce que, por um lado, as pessoas idosas podem por vezes atribuir sintomas
de ansiedade a questões médicas (e. g., hipervigilância e tensão muscular); e,
por outro lado, certas condições físicas (e.g., doenças cardiovasculares) podem
mimetizar a ansiedade, dificultando a discriminação de ambos (Segal,
June, Payne, Coolidge, & Yochim, 2010). Importa ainda referir que a
medicação tão comum nesta população pode também propiciar a ocorrência de
sintomas ansiosos (Sheikh, 2003).
Tanto as perturbações como
os sintomas de ansiedade estão associados a inúmeras consequências negativas
(Ayers, Sorrel, Thorp, & Wetherell, 2007). Vários estudos têm reportado a
associação negativa entre perturbações de ansiedade e a qualidade de vida
(Brown & Roose, 2011; Mendlowicz & Stein, 2000; Rapaport, Clary,
Fayyad, & Endicott, 2005), limitações físicas nas atividades (Norton,
Ancelin, Stewart, Berr, Ritchie, & Carrière, 2012) e o acelerar do processo
de envelhecimento (Verhoeven et al., 2015). Num estudo com 2.000 mulheres
idosas, a ansiedade foi descrita como fator de risco na progressão da
incapacidade (Brenes et al., 2005). Apesar da elevada variabilidade reportada,
a sua prevalência parece ser significativa entre a população idosa (Beekman et
al., 1998; Bryant et al. 2008). Torna-se, assim, relevante desenvolver
instrumentos de rastreio com qualidade psicométrica, validados para as gerações
mais velhas provenientes de diferentes contextos (Bryant, 2010; Byrne et al.,
2011; Segal et al., 2010; Sheik, 2005; Ribeiro, Paúl, Simões, & Firmino,
2011).
No contexto institucional,
em particular, a avaliação da ansiedade pode ser problemática devido à presença
expectável de algum grau de défice cognitivo e de patologias médicas (Boddice,
Pachana, & Byrne, 2008). Junta-se a este aspeto, os resultados observados por uma equipa italiana de que uma grande proporção de pessoas idosas
institucionalizados sem demência não recebem tratamento adequado para sintomas
neuropsiquiátricos, incluindo a ansiedade (Cravello, Palmer, de Girolamo,
Caltagirone, & Spalletta, 2010).
Do conjunto de
instrumentos de sinalização de suspeitas de ansiedade utilizados em
populações idosas[1]
o nosso estudo elegeu o Geriatric Anxiety
Inventory (GAI) na versão de 20 itens, um instrumento
especificamente desenvolvido para aplicação a adultos mais velhos, com
evidências psicométricas suficientes para justificar a sua utilização (Therrien & John Hunsley, 2012). O GAI é um inventário que foi desenvolvido
por Pachana, Byrne, Siddle, Koloski, Harley e Arnold (2007) e os seus itens são
codificados na mesma direção (não são usados itens invertidos) e têm duas
alternativas de resposta, “concordo” ou “discordo”. Este instrumento apresenta
como vantagens a facilidade em responder, a possibilidade de ser auto e
hetero-administrado, e de ter poucos itens somáticos que se poderiam confundir
com os frequentes problemas gerais de saúde médica (Byrne et al., 2011). O
valor do GAI em predizer diagnósticos de ansiedade e de PAG foi demonstrado
(Pachana et al., 2007), assim como a sua utilidade clínica em pessoas idosas
residentes em unidades de cuidados continuados (Boddice et al., 2008) e de
utentes de clínicas de memória (Byrne, Pachana, Arnold, Chalk, & Appadurai,
2008).
Tendo em conta que a
avaliação psicológica desempenha um papel fulcral na elaboração de um
diagnóstico pormenorizado, indispensável à implementação de uma intervenção
terapêutica eficaz, pretendemos contribuir com este estudo para a validação
deste mesmo inventário numa amostra utentes de contextos institucionais que
tem cada vez maior representação percentual na população idosa. Deste modo,
este estudo pretende alargar os achados psicométricos obtidos por outra equipa
portuguesa numa amostra de idosos da comunidade e de doentes externos de uma
consulta de psiquiatria geriátrica (Ribeiro et al., 2011).
Os dados aqui
reportados são parte de um projeto de investigação denominado Trajetórias do envelhecimento: desempenho
cognitivo, estado emocional, padrões do comportamento e suas mudanças
longitudinais em pessoas idosas institucionalizadas de Coimbra (PTE). O projeto iniciado em 2010 teve
como proponente o Instituto Superior Miguel Torga em parceria com o Centro de
Estudos da População Economia e Sociedade. A informação para eleger a amostra
foi retirada de uma base de dados do Ministério da Solidariedade e da Segurança
Social que comporta diversos ficheiros temáticos relativos à rede de serviços e
equipamentos de Portugal continental (GEP, 2007-2014). A recolha de dados, após
contacto com as instituições, foi efetuada nos equipamentos com respostas
sociais para as pessoas idosas e abrange o Distrito de Coimbra. O projeto
previa a cobertura censitária e as primeiras instituições a serem contactadas
foram as instituições com protocolo com a instituição proponente. Numa segunda
fase privilegiaram-se as instituições que tinham corpos gerentes ou recursos
humanos com ligações formais ou informais à equipa de investigação. Foram
critérios de exclusão a idade inferior a 60 anos, a par do estádio demencial e
das afasias que impossibilitavam o preenchimento do protocolo. Os inquiridos,
depois de terem fornecido o seu consentimento informado, foram heteroavaliados
por meio de uma bateria de instrumentos divididos por três sessões. A morte
amostral (exclusão voluntária no início ou durante a administração do
protocolo) ocorreu em 50 protocolos. A bateria incluiu instrumentos
neuropsicológicos e emocionais, onde se englobava o GAI.
A metodologia
adotada na obtenção da equivalência semântica pressupôs três fases. As duas
primeiras fases foram a tradução e a retroversão. Os técnicos selecionados para
a tradução e a retroversão eram especialistas bilingues. Os tradutores
trabalharam de forma independente e cega a escala original. As versões apuradas
foram trianguladas com outros
investigadores especialistas na área. Após
estes procedimentos, realizámos um pré-teste a dez pessoas idosas com níveis
diferenciados de habilitações.
Importa
referir que em 2011 foi publicada uma adaptação e validação portuguesa do GAI
da autoria de Ribeiro e colaboradores (2011). No Quadro 1 podemos observar, na primeira coluna, os
itens da versão original (2007), na segunda
coluna os itens que selecionámos após triangulação com especialistas na área
(VF) a par dos itens não selecionados (NS) (Espírito Santo & Daniel, 2010)
e por último apresentamos na terceira coluna os itens da versão de Ribeiro e
colaboradores (2011).
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Itens
que compõem o GAI: Versão Original e Adaptações Portuguesas |
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Pachana,
Byrne, Siddle, Koloski, Harley e Arnold (2007) |
Espírito
Santo e Daniel (2010) |
Ribeiro,
Paúl, Simões e Firmino (2011) |
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|
I worry
a lot of the time |
VF: Ando preocupado/a a maior
parte do tempo NS: Preocupo-me muitas vezes |
Ando preocupado(a) a maior parte
do tempo |
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I find it
difficult to make a decision |
VF: Tenho dificuldades em tomar
decisões NS: Acho que é difícil tomar uma decisão |
Tenho dificuldades em tomar
decisões |
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I often
feel jumpy |
VF: Sinto-me inquieto (a) muitas
vezes NS: Sinto-me frequentemente agitado |
Sinto-me muitas vezes inquieto/a |
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|
I find it
hard to relax |
VF: Tenho dificuldade em relaxar |
Tenho dificuldade em descontrair |
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|
I often
cannot enjoy things because of my worries |
VF: Muitas vezes não consigo
apreciar as coisas por causa das minhas preocupações |
Muitas vezes não consigo apreciar
as coisas por causa das minhas preocupações |
|
|
|
Little things
bother me a lot |
VF: Coisas sem importância
preocupam-me bastante |
Aflijo-me muito com coisas sem
importância |
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I often
feel like I have butterflies in my stomach |
VF: Sinto muitas vezes um aperto
no estômago NS: Muitas vezes sinto um nervoso
miudinho no meu estômago |
Sinto muitas vezes um peso na
cabeça |
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|
|
I think
of myself as a worrier |
VF: Vejo-me como uma pessoa
preocupada |
Considero-me uma pessoa preocupada |
|
|
|
I can’t
help worrying about even trivial things |
VF: Não consigo evitar
preocupar-me, mesmo com coisas menores |
Não consigo deixar de me
preocupar, mesmo com coisas simples do dia-a-dia |
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I often
feel nervous |
VF: Sinto-me muitas vezes
nervoso(a) |
Sinto-me muitas vezes nervoso(a) |
|
|
|
My own
thoughts often make me anxious |
VF: Muitas vezes os meus próprios
pensamentos põem-me ansioso(a) |
Muitas vezes os meus próprios
pensamentos põem-me ansioso(a) |
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|
|
I get an
upset stomach due to my worrying |
VF: Fico com o estômago às voltas
devido à minha preocupação constante |
Sinto-me muitas vezes tenso |
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|
I think of
myself as a nervous person |
VF: Vejo-me como uma pessoa
nervosa |
Penso que sou uma pessoa nervosa |
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|
I always
anticipate the worst will happen |
VF: Estou sempre à espera que
aconteça o pior |
Acho que vai sempre acontecer o
pior |
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|
I often
feel shaky inside |
VF: Muitas vezes sinto-me
agitado(a) interiormente |
Sinto muitas vezes um nervosismo
interior |
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|
I think
that my worries interfere with my life |
VF: Acho que as minhas
preocupações interferem com a minha vida |
Acho que as minhas preocupações
interferem com a minha vida |
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|
|
My
worries often overwhelm me |
VF: Muitas vezes sou dominado
pelas minhas preocupações |
Sinto-me muitas vezes
paralisado(a) pelas minhas preocupações |
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|
I
sometimes feel a great knot in my stomach |
VF: Por vezes sinto um nó grande
no estômago |
Tenho muitas vezes a sensação de
ter a cabeça vazia |
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|
|
I miss
out on things because I worry too much |
VF: Deixo de me envolver nas
coisas por me preocupar demasiado |
Deixo de fazer coisas por me
preocupar demasiado |
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I often
feel upset |
VF: Muitas vezes sinto-me
aflito(a) |
Sinto-me muitas vezes aflito(a) |
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Nota. VF = item selecionado após triangulação com especialistas
na área; NS = item não selecionado. |
|
||
Tipo de estudo e
participantes
Este estudo teve natureza descritivo-correlacional
de coorte transversal. A análise dos
dados foi efetuada apenas com os utentes de Estruturas Residenciais para Idosos
que responderam na sua totalidade ao GAI e que apresentavam concomitantemente
idades superiores a 60 anos (50 pessoas recusaram-se a responder). Foram assim
analisadas oitocentas e cinco pessoas idosas, utentes de respostas sociais do
distrito de Coimbra. Importa referir que nalguns casos, em virtude da
extensão do protocolo (três sessões) ou devido ao aspeto emocional das
questões, se verificaram desistências que atingiram no seu máximo uma
percentagem de 2,5.
Pela Tabela 1, ressalta além da
feminização dos utentes que frequentam respostas sociais, uma população
bastante envelhecida (idades compreendidas entre os 60 e os 100 anos de idade, M = 80,88; DP = 7,64; Mo = 84 anos; Md = 81 anos). Relativamente ao estado
civil verificou-se que a maioria (60,4%) são viúvas/os, seguindo-se as/os
casadas/os (20,5%). No que se refere às habilitações literárias, observou-se
que, das categorias elencadas, a que apresenta maior percentagem é o ensino
básico primário (45,7%), seguindo-se os analfabetos (28,6%) e os utentes que
sabem ler e escrever, mas não possuem qualquer grau de ensino (13,2%). As
profissões anteriores dos participantes incluíam-se sobretudo em ocupações
manuais (incluindo trabalhos indiferenciados para 63,5% e pequena agricultura
para 9,7%).
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Caracterização
Sociodemográfica da Amostra (N = 805) |
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|||
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|
Variáveis |
|
n |
% |
|
|
|
Sexo |
Masculino |
203 |
25,0 |
|
|
|
Feminino |
602 |
75,0 |
|
|
|
|
Idade |
≤ 69 |
74 |
9,2 |
|
|
|
70 ― 79 |
247 |
31,0 |
|
|
|
|
80 ― 89 |
401 |
50,0 |
|
|
|
|
90 ― 99 |
81 |
10,0 |
|
|
|
|
≥ 100 |
2 |
0,2 |
|
|
|
|
Estado civil |
Solteira(o) |
94 |
12,0 |
|
|
|
Casada(o)/união de facto |
168 |
21,0 |
|
|
|
|
Divorciada(o) /Separada(o) |
56 |
7,0 |
|
|
|
|
Viúva(o) |
486 |
60,0 |
|
|
|
|
Habilitações |
Não sabe ler/escrever |
230 |
29,0 |
|
|
|
Sabe ler e escrever sem possuir grau de ensino |
106 |
13,0 |
|
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|
|
Ensino básico primário |
368 |
46,0 |
|
|
|
|
Ensino básico preparatório |
57 |
7,1 |
|
|
|
|
Ensino secundário |
19 |
2,4 |
|
|
|
|
Ensino médio |
6 |
0,7 |
|
|
|
|
Ensino superior |
17 |
2,1 |
|
|
|
|
Profissão |
Trabalhadores indiferenciadosa |
721 |
91,0 |
|
|
|
Trabalhadores diferenciadosb |
74 |
9,3 |
|
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|
|
Nota. n = frequência/numero de
sujeitos; M = Média; DP = Desvio padrão. a Executa trabalhos de limpeza,
reabastecimento e conservação em geral, bem como
serviços de
atendimento (atender telefone, separar de correspondência, transmitir
recados); b Nesta categoria incluímos um antropólogo, um terapeuta
da fala, um psicomotricista, um terapeuta ocupacional e um administrativo. |
|
|||
Geriatric Anxiety Inventory (GAI,
Pachana et al., 2007). O GAI é um
inventário de resposta rápida com opções de resposta limitadas a concordar ou
discordar, tendo em conta a última semana. Este tipo de opção de resposta torna
o teste mais fácil de aplicar com idosos com baixo nível de escolaridade ou com
declínio cognitivo ligeiro (Rozzini et al., 2009). Os autores
da versão original encontraram excelentes propriedades psicométricas (amostra
de idosos saudáveis: α de
Cronbach = 0,91; amostra
psicogeriátrica: α de
Cronbach = 0,93; fidelidade teste-reteste 1 semana: r = 0,91; fidelidade interobservadores: k = 0,99),
discriminando idosos saudáveis de idosos de uma amostra psicogeriátrica (ponto
de corte 10/11; sensibilidade de 75% e especificidade de 84%), e boa validade
convergente (PANAS negativo: r =
0,58; PANAS positivo: r = - 0,34). A
investigação reportada neste artigo utilizou a versão de Espírito Santo e
Daniel (2010).
Positive
and Negative Affect Schedule (PANAS, Watson, Clark, & Tellegen, 1988). Esta
escala avaliadora dos afetos positivos e negativos, incluía 20 itens na sua
versão original, revelando boas propriedades psicométricas (PANAS positivo: α de Cronbach = 0,88; PANAS negativo: α de
Cronbach 0,87). Para o nosso estudo usámos a versão Portuguesa de Simões (1993) que inclui
22 itens alusivos à última semana, com respostas numa escala de Likert com
cinco opções. No nosso estudo, a confiabilidade foi alta para o PANAS positivo
(α de Cronbach = 0,76) e para o PANAS negativo (α =
0,83); já a fidedignidade foi moderada tanto para o PANAS positivo (r =
0,39) como para o PANAS positivo (r = 0,38).
Geriatric
Depression Scale (GDS, Yesavage et al., 1983). O GDS é
uma escala de 30 itens que medem a presença de sintomas depressivos com duas
opções de resposta (Sim/Não) referentes à última semana. No nosso estudo,
recorremos à versão traduzida por Barreto, Leuschner, Santos e Sobral (2003). Nesta
pesquisa, o GDS revelou boa consistência interna (α de
Cronbach = 0,86), fidedignidade razoável (r = 0,54; p <
0,01) e confiabilidade adequada (κ = 0,15; p
< 0,01; intervalo de tempo médio: 14,00 ± 11,53 meses). A
validade convergente com a entrevista de diagnóstico (M.I.N.I.) foi moderada e
significativa (r = 0,35; p < 0,001).
Satisfaction
with Life Scale (SWLS, Diener, Emmons, Larsen, & Griffin, 2010). A SWLS avalia o bem
estar subjetivo e é constituída por cinco itens com sete opções de resposta.
Usámos para o nosso estudo a versão adaptada e validada para uma amostra da
população Portuguesa por Simões (1992). As nossas
análises revelaram uma consistência interna razoável (α de
Cronbach = 0,76) e estabilidade temporal (r
= 0,44; p < 0,01).
Mini
International Neuropsychiatric Interview (M.I.N.I. Plus, versão Portuguesa de Amorim, 2000). A M.I.N.I.
é uma entrevista estruturada de diagnóstico de acordo com os critérios da
DSM-IV. Para as nossas análises, recorremos às questões que avaliam a presença
de perturbação de ansiedade. Importa referir que a M.I.N.I. Plus não fazia
parte do protocolo inicial do estudo, por esse facto a sua administração foi
efetuada a 592 participantes, ou seja a 73,5% da amostra.
Questionário da Avaliação de Sinais
de Doença (QASD, Espírito Santo,
2011). O bem-estar físico geral foi inquirido através de um questionário
dicotómico desenvolvido para o PTE. Aos participantes era pedido para indicar
se tinham ou não algum dos 25 sintomas e
sinais de doença geral (incluindo
comportamentos de saúde), sinais de doença referentes aos órgãos dos sentidos,
aparelhos cardiovascular, genito-urinário e respiratório, sistema nervoso e
quatro questões adicionais referentes à perceção da saúde. Tal como a M.I.N.I.
Plus, o QASD foi inserido no segundo momento do estudo.
Índice de Qualidade Subjetiva do Sono
para Idosos (Marques et al., 2012). Criado no decurso do PTE, este instrumento
composto por sete itens avalia a qualidade subjetiva do sono numa escala Likert
de resposta de cinco pontos com a pontuação a variar entre 0 (melhor qualidade
subjetiva do sono) e 35 (pior qualidade subjetiva de sono) e com consistência interna adequada (α de
Cronbach = 0,81).
Escala
de Geriátrica de Rastreio da Funcionalidade (EGRF, Espirito-Santo et al., 2014). Este instrumento, também criado
no decurso do PTE, engloba 20 itens sobre tarefas instrumentais e básicas da
vida diária formulados dicotomicamente. A sua pontuação varia entre 0 (pior
funcionalidade) e 30 pontos (melhor funcionalidade), revelando-se um
instrumento homogéneo (α de Cronbach = 0,89). A EGRF foi inserida no segundo momento do
estudo.
Avaliação
Breve do Estado Mental [Mini-Mental State Examination (MMSE);
Folstein, Folstein, & McHugh, 1975; versão portuguesa: Guerreiro et al.,
1994]. O MMSE engloba 30 perguntas e tarefas agrupadas em onze categorias
cognitivas com uma pontuação que pode variar entre 0 pontos (elevado defeito
cognitivo) e 30 pontos (melhor capacidade cognitiva). No nosso estudo, a
consistência foi adequada (α de Cronbach = 0,71).
Análise estatística
Para a análise estatística
foi utilizado o Statistical Package for the Social Sciences (SPSS,
versão 21.0 para Windows Vista, SPSS, Inc., 2012). Considerando a dimensão da
amostra, os dados foram analisados através de estatística paramétrica.
Utilizámos a análise
fatorial com rotação oblíqua para a verificação da estrutura fatorial.
Recorremos também à inspeção do screeplot
e à Análise Paralela para suporte dos achados. De seguida, recorremos à análise
confirmatória da estrutura fatorial por meio do AMOS 16.0 com obtenção dos índices de ajustamento
apropriados.
Para o estudo de
fidedignidade, calculámos o alfa de Cronbach para todos os instrumentos
aplicados. Como o GAI é uma escala dicotómica, recorremos também ao coeficiente
de Kuder-Richardson. As correlações média inter-itens, item-total, alfa de
Cronbach se o item for excluído e as frequências de endosso de cada item foram
também verificadas.
Para as análises
convergente e divergente, assim como para a inspeção de alguns correlatos,
procedemos ao cálculo das correlações de Pearson e ponto-bisserial.
A análise discriminante
foi realizada por meio de testes t de
Student para amostras independentes.
A análise ROC (receiver
operating characteristic curve) e respetiva área sob a curva (AUC) e índice
de Youden serviram para testarmos a precisão diagnóstica do GAI.
A média das
pontuações no GAI foi de 10,63 (DP =
6,84; Md = 12,00; variação: 0 a 20).
A normalidade da distribuição não apresentou valores indicadores de violações
severas à distribuição normal (Si
< |3| e Ku < |10|; Kline,
2011). Os 20 itens que compõem o GAI foram submetidos a uma análise de
componentes principais. Antes de realizar a análise de componentes principais
foi avaliada a adequação dos dados. A inspeção da matriz de correlação revelou
a presença de coeficientes iguais ou superiores a 0,3. O valor de
Kaiser-Meyer-Oklin foi de 0,96, sendo superior ao valor recomendado de 0,6 (Kaiser, 1970) e o Teste de esfericidade de Bartlett (Bartlett, 1954) revelou significância estatística, apoiando a
estrutura fatorial da matriz de correlação.
A análise de
componentes principais revelou a presença de dois componentes com valores
próprios superiores a 1, explicando 53,4% da variância. Uma inspeção do screeplot revelou uma quebra após o primeiro
componente. Usando o teste scree de
Cattell (1966), decidiu manter-se um componente para uma investigação mais
aprofundada. Este procedimento foi ainda apoiado pelos resultados da Análise
Paralela (Watkins, 2000) que mostrou apenas um componente com valores
próprios que ultrapassavam os valores de critério correspondentes para uma
matriz do mesmo tamanho dos dados gerados aleatoriamente (20 variáveis x 805
inquiridos).
A solução de um
componente explicou um total de 48,2% da variância. Para auxiliar a
interpretação deste componente realizou-se uma rotação oblíqua. A solução
rodada revelou a presença de uma estrutura simples (Thurstone, 1947) em que
todas as variáveis apresentam cargas elevadas (≥ 0,6) com um componente.
De seguida foi
efetuada a análise confirmatória, tendo sido obtidos os índices de ajustamento
sugestivos de boa adequabilidade (χ2/gl = 2,81; TLI = 0,96; CFI = 0,96; RMSEA = 0,05; Hu & Bentler, 1999) e com
pesos dos itens superiores a 0,5, apoiando-se assim uma interpretação com um único
fator.
Fidedignidade
e análise dos itens
Para avaliarmos a
consistência interna do GAI utilizámos, à semelhança dos autores da versão
original e para efeitos de comparação, o alfa de Cronbach para os 20 itens da
escala. O valor obtido foi de 0,94, o que é indicativo de homogeneidade
elevada. Como o GAI é uma escala dicotómica, usámos o coeficiente de
Kuder-Richardson (Byrne et al., 2010), mostrando também este valor uma
homogeneidade elevada (KR21 = 0,937).
A correlação média
inter-itens foi de 0,4 e as correlações item-total foram todas superiores a
0,51. O alfa de Cronbach se o item for excluído foi para todos os itens de
0,94. A frequência de escolha dos itens variou entre 40,4% (item 12: “Fico com o estômago às voltas devido à minha
preocupação constante”) e 69,2% [item
10: “Sinto-me muitas vezes nervoso(a)”] (Tabela 2).
|
|
Prevalência, Correlações Item-total para cada Item do GAI (N = 805) |
|
|||
|
|
Número do item |
Conteúdo
do item |
n (%) |
r item-total corrigida |
|
|
|
1 |
Ando preocupado(a) a maior parte do tempo |
522 (64,8) |
0,56 |
|
|
|
2 |
Tenho dificuldades em tomar decisões |
365 (45,3) |
0,51 |
|
|
|
3 |
Sinto-me inquieto (a) muitas vezes |
508 (63,1) |
0,66 |
|
|
|
4 |
Tenho dificuldade em relaxar |
394 (48,9) |
0,53 |
|
|
|
5 |
Muitas vezes não consigo apreciar as coisas por causa das
minhas preocupações |
413 (51,3) |
0,68 |
|
|
|
6 |
Coisas sem importância preocupam-se bastante |
356 (44,2) |
0,64 |
|
|
|
7 |
Sinto muitas vezes um aperto no estômago |
361 (44,8) |
0,61 |
|
|
|
8 |
Vejo-me como uma pessoa preocupada |
515 (64,0) |
0,54 |
|
|
|
9 |
Não consigo evitar preocupar-me, mesmo com coisas menores |
368 (45,7) |
0,67 |
|
|
|
10 |
Sinto-me muitas vezes nervoso(a) |
557 (69,2) |
0,68 |
|
|
|
11 |
Muitas vezes os meus próprios pensamentos põem-me
ansioso(a) |
494 (61,4) |
0,70 |
|
|
|
12 |
Fico com o estômago às voltas devido à minha preocupação
constante |
325 (40,4) |
0,67 |
|
|
|
13 |
Vejo-me como uma pessoa nervosa |
499 (55,9) |
0,70 |
|
|
|
14 |
Estou sempre à espera que aconteça o pior |
468 (58,1) |
0,58 |
|
|
|
15 |
Muitas vezes sinto-me agitado (a) interiormente |
494 (61,4) |
0,75 |
|
|
|
16 |
Acho que as minhas preocupações interferem com a minha
vida |
422 (52,4) |
0,70 |
|
|
|
17 |
Muitas vezes sou dominado pelas minhas preocupações |
412 (51,2) |
0,72 |
|
|
|
18 |
Por vezes sinto um nó grande no estômago |
338 (42,0) |
0,65 |
|
|
|
19 |
Deixo de me envolver nas coisas por me preocupar demasiado |
336 (41,7) |
0,65 |
|
|
|
20 |
Muitas vezes sinto-me aflito(a) |
444 (55,2) |
0,71 |
|
|
|
Nota. N
=
número de vezes em que os itens foram escolhidos; r = correlação. |
|
|||
Validade Convergente e Divergente
Para
determinarmos a validade convergente da nossa escala (GAI) com constructos
próximos, procedemos à análise das suas correlações com o GDS e com o PANAS
negativo. Assim, os resultados obtidos demonstraram correlações significativas
e positivas (Tabela 3). A associação entre o
GAI e o GDS foi investigada usando o coeficiente de correlação produto-momento
de Pearson, e o resultado deu-nos conta da existência de uma correlação forte
entre as duas variáveis (r = 0,80; r2 = 0,64; n = 796; p < 0,001). Entre o GAI e o PANAS negativo verificou-se uma
correlação forte e positiva (r =
0,64; r2 = 0,41; n = 781; p < 0,001).
|
|
Matriz de Correlação — Validade Convergente do Geriatric Anxiety
Inventory (GAI) com a Geriatric Depression Scale (GDS) e o Afeto Negativo da
Positive and Negative Affect Schedule (PANAS) |
|
|||
|
|
|
GAI |
GDS |
PANAS negativo |
|
|
|
GAI |
— |
0,80** |
0,64** |
|
|
|
GDS |
|
— |
0,63** |
|
|
|
PANAS negativo |
|
|
— |
|
|
|
Nota. **p < 0,001
(bilateral). |
|
|||
Para
determinarmos a validade divergente da nossa escala (GAI), procedemos à análise
das correlações com o PANAS positivo e com o SWLS (Tabela 4). Assim, a relação entre
o GAI e o PANAS positivo foi pequena e negativa (r = -0,27; r2
= 0,07, n = 790; p < 0,001). Entre o GAI e o SWLS a correlação foi pequena e
significativa (r = -0,17; r2 = 0,03; n = 780; p < 0,001).
|
|
Validade Divergente do Geriatric Anxiety Inventory (GAI) com a
Geriatric Depression Scale (GDS) e o Afeto Negativo da Positive and Negative
Affect Schedule (PANAS) |
|
|||
|
|
|
GAI |
SWLS |
PANAS positivo |
|
|
|
GAI |
— |
-0,27** |
-0,17** |
|
|
|
SWLS |
|
— |
0,43** |
|
|
|
PANAS positivo |
|
|
— |
|
|
|
Nota. **p < 0,001
(bilateral). |
|
|||
Impacto das variáveis sociodemográficas no
GAI
Nas Tabela 5 e Tabela 6 mostramos os resultados das diferenças das
pontuações do GAI pelas principais características sociodemográficas. Assim, o
teste t de Student para amostras
independentes revelou diferenças significativas no nível de ansiedade entre
homens e mulheres idosos [t(803) =
-3,9; p < 0,001]. A magnitude das diferenças nas médias
(diferença entre médias = -2,19; 95% CI:
-3,26 a -1,11) foi moderada (g = 0,32).
|
|
Ansiedade Medida pelo Geriatric Anxiety Inventory
Segundo o Sexo |
|
||||||
|
|
Homens n = 203 |
|
Mulheres n = 602 |
p |
|
|||
|
|
M (DP) |
Md |
|
M (DP) |
Md |
|
||
|
|
Ansiedade |
9,03 (6,46) |
9,00 |
|
11,22 (6,85) |
12,00 |
< 0,001 |
|
|
|
Nota. M = média; DP
= desvio-padrão; Md = mediana; p = nível de significância. |
|
||||||
|
|
Ansiedade Medida pelo Geriatric Anxiety Inventory
Segundo a Idade |
|
||||||
|
|
60-74 n = 162 |
|
≥ 75 n = 643 |
p |
|
|||
|
|
M (DP) |
Md |
|
M (DP) |
Md |
|
||
|
|
Ansiedade |
11,43 (6,69) |
12,50 |
|
10,48 (6,84) |
12,00 |
> 0,05 |
|
|
|
Nota. M = média; DP
= desvio-padrão; Md = mediana; p = nível de significância. |
|
||||||
Sensibilidade e
especificidade
O GAI distinguiu os idosos do grupo sem perturbação
de ansiedade do grupo de idosos com PAG (análise ROC: AUC = 0,92). O ponto de
corte foi de 13 (sensibilidade = 100%; especificidade = 84,7%; índice de
Youden). A média das pontuações nos idosos com diagnóstico de PAG (n = 30; 11,5%) foi de 14,47 (DP = 4,22) enquanto que a média para os
restantes foi de 5,38 [DP = 5,72; t(251)
= 10,25; p < 0,001]. Vinte
mulheres (13,0%) reuniram critérios para PAG contra três homens (5,9%).
Associação entre
medidas de saúde e o GAI
As correlações entre o GAI com o número de sintomas
médicos (incluindo comportamentos não-saudáveis) (r = 0,27; p < 0,001),
com a presença de diagnóstico múltiplo de condição médica (rpb = 0,18; p <
0,001), com a perceção de saúde física (r
= 0,22; p < 0,001), com a
qualidade subjetiva de sono (r =
0,27; p < 0,001) e com a
funcionalidade (r = 0,12;
p < 0,05) foram baixas, já com o
número de medicamentos, incluindo psicotrópicos (r = 0,31; p < 0,001) a
correlação foi média (Cohen, 1988). Não se verificou correlação com o MMSE (r = 0,05; p = 0,175).
O Inventário
Geriátrico de Ansiedade é um instrumento de grande utilidade no rastreio da suspeição
de ansiedade em pessoas de idade avançada. A auto ou heteroadministração pode
igualmente ser adotada de acordo com o perfil do inquirido. É um instrumento
com poucos sintomas somáticos, de fácil compreensão e que demora cerca de 5 a
15 minutos a responder. Por este facto, é bastante amplo o seu potencial de
aplicação na prática.
O objetivo do
nosso estudo foi o de contribuir para a tradução, adaptação transcultural e
validação de uma versão portuguesa do Inventário Geriátrico de Ansiedade numa
amostra de idosos utentes de estruturas residenciais. Para a realização deste
objetivo recorremos à base de dados do projeto de Investigação “Trajetórias do
Envelhecimento de Idosos em Resposta Social: Estudo dos Fatores Preditivos do
Envelhecimento Saudável e da Demência” que incluiu 805 pessoas nas condições
exigidas pelos critérios de seleção.
A média das
pontuações do GAI (M ± DP = 10,63 ± 6,84) foi superior à de outros estudos [Boddice et al. (2008): 2,3 ± 4,2; Byrne
et al. (2008): 4,97 ± 5,32; Byrne et al. (2010): 2,33 ± 4,05; Pachana et al.
(2007): 5,22 ± 5,83], o que provavelmente traduzirá diferenças entre o tipo de
amostras recrutadas. O estudo português de Ribeiro e equipa (2011) fornece-nos
uma potencial interpretação. Os autores encontraram uma média de 4,1 (DP = 5,4) numa amostra da comunidade sem
sofrimento psicológico, subindo para valores médios acima de 11,9 para amostras
clínicas. Os nossos resultados são, assim, indicativos de que as pessoas
institucionalizadas portuguesas reunirão condições para desenvolver ou manter
sintomas ansiosos. A perda da autonomia, perda de suporte social (Pardal et
al., 2013), sentimentos de solidão (Costa et al., 2013) são alguns
exemplos de aspetos relacionados com a institucionalização e que poderão
explicar as pontuações elevadas no GAI. Outro elemento a ter em consideração é
o resultado do inquérito nacional de saúde realizado entre os anos de 2005 e
2006 (INE & INSA, 2009). Este inquérito não incluiu pessoas residentes em
“alojamentos coletivos”, ainda assim, os dados indicam que um grande número de
pessoas com mais de 55 anos apresenta provável sofrimento psicológico. Um
contributo que permite equacionar as diferenças entre estudos referidas
anteriormente, diz respeito aos estudos de revisão que apontam para uma maior
prevalência de sofrimento mental entre os países do sul da União Europeia
(Ladin, 2008; Riedel-Heller et al.,
2006).
Na análise da
estrutura fatorial, assumimos, corroborando a versão original (Pachana et al.,
2007), um agrupamento dos itens num único fator. A análise confirmatória
reforça a adequabilidade da escala a um fator. Este resultado contrasta, no
entanto, com os três fatores obtidos por Márquez-González, Losada,
Fernández-Fernández e Pachana (2011) numa amostra da comunidade espanhola, e com
os dois fatores obtidos por Ribeiro e colaboradores (2011), mostrando que
através do GAI os idosos portugueses institucionalizados não distinguem entre
as sensações somáticas/ativação fisiológica e a preocupação. No entanto, os
itens incluídos em cada fator do estudo português careciam de coerência
semântica (Ribeiro et al., 2011). Se excluirmos o estudo espanhol, a validade
transcultural do GAI parece mantida.
Quanto à
consistência interna, verificou-se uma boa fidedignidade similar à dos estudos
de diferentes culturas (Byrne et al., 2010; Diefenbach et al., 2009;
Márquez-González et al., 2011; Ribeiro et al., 2011). À
semelhança do estudo australiano de Byrne e colaboradores (2010), o item mais
endossado foi “Sinto-me muitas vezes
nervosa/a”, reforçando-se mais uma vez a validade transcultural do GAI.
Relativamente
à validade convergente, verificou-se que o GAI se correlaciona de forma
significativa e esperada com o GDS e com o PANAS negativo. Pachana e colaboradores (2007), no estudo inaugural, encontraram correlações
mais altas com o Beck Anxiety Inventory (r = 0,63) e com o PANAS negativo (r = 0,58). Os nossos dados
somam-se à literatura que apoia a relação comórbida entre ansiedade e depressão
(Potvin et al., 2013; Segal et al., 2010; Wolitzky-Taylor, Castriotta, Lenze,
Stanley, & Craske, 2010). No entanto, o elevado valor da correlação exige
que nos questionemos sobre um eventual fator de confusão no rastreio da ansiedade
e que é a potencial sobreposição dos sintomas ansiosos com os da depressão
(Segal et al., 2010), algo que é reforçado pela correlação positiva com o afeto
negativo (forte) e negativa com o afeto positivo (ainda que fraca). Não
obstante, Ribeiro e colaboradores (2011) obtiveram um valor de correlação ainda
mais alto com o GDS (r = 0,86),
podendo então estar expresso um fator explicativo cultural para a
comorbilidade.
Uma forma
resolver este impasse seria testar a invariância com amostras de vários países
através de técnicas de modelação multigrupo com equações estruturais (Ribeiro
et al., 2011).
As fracas
correlações do GAI com o PANAS positivo e com o SWLS suportam a sua validade
divergente. Estas correlações estão em consonância com as obtidas noutros
estudos, ainda que com outros instrumentos avaliadores de sintomas ansiosos ou
com amostras diferentes (Cook,
Orvaschel, Simco, Hersen, & Joiner, 2004; Headey, Kelley, & Wearing, 1993; Shapiro, Roberts, & Beck, 1999).
A análise das
diferenças das pontuações no GAI mostrou que as mulheres indicam em média mais
sintomas do que os homens, sendo essa diferença significativa e de magnitude
moderada. O mesmo encontraram Márquez-González e colaboradores (2011) em
Espanha, e Schaub e Linden (2000) na Alemanha. Um estudo em Portugal
(Rabasquinho & Pereira, 2007) com 2447 utentes de um serviço de psicologia
público de um concelho do interior do país, em que 60% eram mulheres, tendo as
perturbações de ansiedade sido encontradas como diagnóstico principal em 11,2%
da amostra e em 17,7% como secundárias a outra perturbação, apresentando uma
elevada taxa de comorbilidade com a depressão (36,5%). Neste estudo o sexo
feminino revelou uma taxa de 64% quando comparada com o masculino, sendo as
mulheres solteiras e os homens divorciados que se destacam na prevalência de
ansiedade.
Este achado
não é, no entanto, suportado pelo encontrado por Pachana, McLaughlin, Leung,
Byrne e Dobson (2011) numa amostra baseada na população. Estes autores não
encontraram diferenças significativas entre homens e mulheres, e consideraram
que tal se devia provavelmente a mudanças na identidade associadas à idade.
Apesar da socialização das mulheres para internalizar o distress ser reportada,
associando-se a uma maior propensão para manifestar perturbações associadas à
ansiedade e depressão (Rabasquinho & Pereira, 2007) e de ser atribuída à
mulher uma taxa de morbilidade crónica mais elevada do que aos homens, tal
também pode ser influenciado pelos padrões mais elevados de utilização de serviços
de saúde assim como pela expressão mais frequente de queixas (Paúl &
Fonseca, 2001).
A nossa
análise mostrou ainda que os níveis sintomáticos de ansiedade não sofrem
influência estatística da idade, à semelhança de estudos com amostras de
natureza diferente (Byrne et al., 2010, Márquez-González et al., 2011). Ainda
assim, no nosso estudo há um decréscimo de um ponto na passagem dos
idosos-novos para os idosos-idosos, embora este decréscimo não seja
estatisticamente significativo. Ora este aspeto é apoiado pela investigação que
assinala uma redução da ansiedade com a idade (Henderson et al., 1998; Jorm,
2000).
A análise ROC
contribuiu para dar solidez psicométrica ao GAI ao mostrar uma sensibilidade de
100% e especificidade de 84,7% na deteção de perturbação de ansiedade
generalizada no ponto de corte de 13. Estes valores não se encontram longe dos
encontrados por Pachana e colaboradores (2007) numa amostra clínica
(sensibilidade de 75% e especificidade de 84%), mas com um ponto de corte
diferente (10/11). Numa amostra de mulheres idosas da comunidade, Byrne e
equipa (2010) obtiveram uma sensibilidade de 93% com um ponto de corte de 8/9
para a deteção de PAG. Entre idosos portugueses da comunidade, Ribeiro e
colaboradores (2011) obteve um ponto de corte de 8/9 para sintomas ansiosos
graves (não conseguindo estimá-lo para a PAG). Estas diferenças sugerem que são
necessários pontos de corte diferentes consoante se tem amostras clínicas, da
comunidade ou de contextos institucionalizados, ficando salvaguardado o valor
preditivo do GAI no diagnóstico de PAG no contexto das respostas sociais
residenciais.
Por último,
verificamos que o GAI apresenta como correlatos o número de sinais indicativos
do estado de saúde, a qualidade subjetiva do sono e a funcionalidade. Estes
achados questionam a validade do GAI no contexto institucional, mas vão ao
encontro dos resultados na literatura (Byrne et al., 2010). Preocupante é
também a correlação com o número de medicamentos. Se, por um lado, muitos
idosos tomarão especialmente psicotrópicos devido aos sintomas ansiosos
(Fingerhood, 2000; Kuerbis, Sacco, Blazer, & Moore, 2014; Simoni-Wastila & Yang, 2006), outros poderão estar a desenvolver
sintomas ansiosos devido à medicação (Sheikh, 2003).
Em contraste,
a ausência de correlação com o estado cognitivo dá segurança ao uso deste
inventário em amostras de pessoas
institucionalizadas (Boddice et al., 2008). A mesma ausência de correlação foi encontrada por outras equipas de
investigadores (Byrne et al., 2010), incluindo com as versões curtas do GAI
(Byrne & Pachana, 2010; Pachana & Byrne, 2011).
Este estudo
encerra algumas limitações que devem ser apontadas para que sejam ultrapassadas
no futuro. Uma delas decorre do facto de não sabermos se a validade interna do estudo não estará ameaçada pelo
enviesamento de seleção. Assim os
idosos incluídos nesta amostra podem não representar toda a população de idosos
utentes de respostas sociais residenciais, pois foram todos voluntários
(note-se que 5,8% recusaram-se a responder). Destaque-se, no entanto, que os
idosos foram avaliados por vários investigadores treinados, o que pode
assegurar alguma atenuação do efeito de seleção. Em relação à validade externa, há que apontar que não podemos
generalizar os resultados dada a natureza da amostragem e a localização
geográfica, ainda que a dimensão da amostra seja um argumento que suporta essa
pretensão.
Em contraste, uma mais valia do estudo
consiste no grande número de sujeitos e o termos incluído a maioria dos idosos
institucionalizados de uma região geográfica. Outro ponto forte desta investigação, é o facto de constituir uma chamada
de atenção para o estado emocional e seus correlatos em pessoas de idade
avançada institucionalizadas.
A
possibilidade de avaliação rápida e eficaz é um forte ponto a favor do uso de
escalas psicométricas, principalmente na área de saúde mental. O baixo custo e
a rapidez do apuramento dos resultados também contribuem para a crescente
utilização deste tipo de instrumentação por profissionais de saúde mental.
Nota-se nos últimos anos o interesse tanto no desenvolvimento de novas escalas
para avaliação de ansiedade quanto na adaptação para português no contexto
cultural brasileiro do GAI (Martiny, de
Oliveira e Silva, Nardi, & Pachana, 2011), o que apresenta ainda a vantagem de possibilitar comparações
transculturais entre resultados obtidos por diferentes populações geográfica e
culturalmente distintas.
Em síntese, o GAI revela-se uma medida
com propriedades psicométricas adequadas à população idosa institucionalizada. É
uma medida prática, fácil e útil para sinalizar a ansiedade nesta população,
permitindo determinar quais são os que precisam de avaliação para eventual
tratamento, assim como para avaliar o impacto do tratamento nos sintomas
ansiosos. Face aos valores de ansiedade e seus correlatos, as questões da
intervenção e da regulação da medicação potencialmente excessiva impõem-se
nestes contextos.
Conflito
de interesses: nenhum.
Fontes
de financiamento: nenhuma.
Agradecimentos: Agradecemos o contributo de Inês Pena,
André Costa, Diana Cardoso, Filomena Vicente, Daniela Fernandes, Sónia Martins,
Ana Raquel Correia, Samira Sena, Diana Simões, Ângela Conde, Fátima Rodrigues,
Libânia Ferreira, Luísa Caldas, Marisa Tomás, Marlene Costa, Rute Almeida, Sara
Moitinho, Tirsa Nascimento, Vanessa Vigário, Alexandra Pardal, Anabela Gaspar,
Andreia Napoleão, Cátia Noronha, Daniel Falcão, Diana Carvalho, Edgar Correia,
Fátima Ferreira, Joana Ferreira, Joana Gomes, Manuela Fernandes, Mafalda Silva,
Marina Seiça, Miguel Firmino, Mónica Carvalho, Patrícia Rodrigues, Raquel
Carvalho, Rita Gonçalves, Rui Reis, Susana Maia, Ana Lídia Pinto, Filipa
Ferreira na avaliação e na inserção de dados na base de SPSS. Agradecemos ainda
a participação de todas os idosos e Instituições do concelho de Coimbra que
participaram neste estudo.
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Sobre instrumentos de avaliação da ansiedade recomendamos a leitura de
“Assessment of anxiety in older adults: A systematic review of commonly used
measures” de Therrien e Hunsley (2012).