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Estudos com mulheres no período gestacional são relevantes para a compreensão dos mecanismos relacionados aos transtornos mentais vivenciados pelas mães e aos impactos destes para a saúde da mãe (Ishida et al., 2010), relação mãe-bebê (Ohoka et al., 2014) e, consequentemente, saúde do bebê (Brittain et al., 2015; Pinto et al., 2017). Tal cenário se torna ainda mais relevante uma vez que estudos com gestantes apontam que a prevalência de sintomas e transtornos mentais aumenta durante a gestação (Jha et al., 2018), estando próxima de 40% em estudos nacionais (41,4%, Silva et al., 2010; 41,7%, Almeida et al., 2012). Dentre os transtornos mentais mais comuns na gestação, o estudo nacional identificou um conjunto de transtornos de depressão (39%) e de ansiedade (29,1%) (Almeida et al., 2012).
Estudos demonstram evidências de que a depressão na gestação interfere no autocuidado da gestante e na adesão a tratamentos, aumentando o risco de mortalidade neonatal (Carvalho et al., 2007). Além disso, gestantes deprimidas apresentam maior consumo de álcool, tabaco e outras drogas, e sintomas como pessimismo, insônia e falta de apetite, acarretando diminuição da quantidade e qualidade de ingestão de alimentos (Carvalho et al., 2007). Ainda, apresentam aumento do cortisol, o que pode levar à prematuridade, baixo peso ao nascer e afetar o desenvolvimento da criança (Brittain et al., 2015). Depressão na gestação associa-se a um aumento substancial da probabilidade de depressão pós-natal e, consequentemente, de problemas emocionais, cognitivos e comportamentais de longa duração em crianças (Pinto et al., 2017).
Além da depressão, a ansiedade no período gestacional também é constatada como importante marcador de impactos negativos (Pinto et al., 2017), sendo que pode se sobrepor à depressão, além de aumentar a probabilidade de depressão pós-parto (Sutter-Dallay et al., 2004). Estudos com bebês das mães muito ansiosas apontaram que os mesmos apresentaram menor aumento de peso desde o segundo trimestre da gestação até o parto (Pinto et al., 2017). Além disso, ansiedade pré-natal no final da gravidez foi associada a problemas comportamentais e emocionais aos quatro anos da criança (Gentile, 2017).
Ademais, há forte comorbidade entre os dois transtornos, sendo que as mulheres que apresentaram pelo menos um transtorno de ansiedade foram quatro vezes mais prováveis de apresentar transtorno depressivo do que aquelas sem (Sutter-Dallay et al., 2004). Assim, identificar os fatores de risco e proteção para o desenvolvimento de transtornos mentais na gestação é de extrema importância para a compreensão do surgimento destes sintomas e para a prevenção de potenciais repercussões.
Dentre os fatores de risco para o desenvolvimento destas sintomatologias, estão as vulnerabilidades cognitivas, como as crenças relacionadas à maternidade que podem funcionar como um fator de risco para depressão e ansiedade perinatais (Peterson et al., 1993). Crenças são convicções que uma pessoa tem sobre si mesma, os outros e o mundo, e que são a base dos seus pensamentos, emoções e comportamentos (Beck, 2013). Evidências apoiam uma associação entre crenças maternas desadaptativas e depressão durante a gravidez e o primeiro ano pós-parto (Sockol, 2008).
Sockol et al. (2014) desenvolveram um instrumento com o objetivo de avaliar as crenças disfuncionais face à maternidade - a Attitudes Towards Motherhood Scale (AToM) das mães nos Estados Unidos da América. No estudo de adaptação para a população portuguesa (Costa et al., 2018), o termo “attitudes” foi traduzido para “crenças” e a escala foi nomeada como Escala de Crenças Disfuncionais Face à Maternidade (ECM).
A escala de crenças face à maternidade (ECM)
A versão original da escala Attitudes Towards Motherhood Scale (AToM) foi composta por 62 itens, gerados a partir da modificação de itens pertencentes a outros questionários de uma forma a refletir crenças; itens adicionais derivaram de um manual de terapia cognitivo-comportamental para depressão pós-parto, o qual listava crenças mal adaptativas comuns expressadas por essas mulheres (Olioff, 1991); e de entrevistas com gestantes e mães de crianças menores de dois anos. Posteriormente, o conjunto de itens propostos para inclusão foi revisado por indivíduos familiarizados com o modelo cognitivo de depressão e ansiedade. Os comentários sobre clareza e redação dos itens foram usados para modificá-los. Ao final do processo, a medida foi testada online num estudo piloto. As participantes do estudo davam feedback qualitativo após a conclusão do estudo e as respostas foram usadas para refinar a medida e gerar itens adicionais.
Posteriormente, a versão preliminar do instrumento foi testada numa amostra de 136 mulheres primíparas gestantes. Os dados foram sujeitados a procedimentos de análise fatorial exploratória e análise de redundância e clareza dos itens de cada fator. A versão final da escala ficou composta por 12 itens, distribuídos em três fatores (64% de variância explicada): 1. crenças relacionadas com o julgamento dos outros; 2. crenças relacionadas à responsabilidade materna; e 3. crenças relacionadas à idealização do papel materno; cada um composto por quatro itens (Sockol et al., 2014).
Em relação às características psicométricas da versão final da escala, os resultados da análise confirmatória apontaram que o modelo de três fatores correlacionados apresentava bons índices de ajustamento, confirmando a validade da escala. O instrumento apresentou bons coeficientes de confiabilidade interna, tanto para as dimensões (alfa de Cronbach variou de 0,74 para 0,82), quanto para a escala total (α=0,81). Referente à validade convergente, as pontuações mostraram-se significativamente correlacionadas com a Dysfunctional Attitudes Scale (Weissman, 1979) e com a Maternal Attitudes Questionnaire (Warner et al., 1997).
Um segundo estudo foi conduzido com o objetivo de evidenciar adicionalmente características psicométricas do instrumento, numa amostra de 288 participantes (Sockol et al., 2014). Os achados indicaram bons indicadores de validade. O modelo de três fatores apresentou bons índices de ajustamento e mostrou-se indiferente para mulheres gestantes e no pós-parto. Os resultados também sugeriram bons indicadores de validade conver-gente, presentes nas correlações. Apresentou ainda bons indicadores em validade de critério, uma vez que a escala mostrou predizer de forma significativa sintomatologia depressiva e ansiosa, mesmo que controlando o efeito de variáveis. Por fim, a escala apresentou bons índices de confiabilidade (alfa de Cronbach variou entre 0,73 e 0,81) (Sockol et al., 2014).
Mais à frente, Sockol & Battle (2015) investigaram a confiabilidade e validade da escala numa amostra de mulheres multíparas, com 436 mães. Os resultados deste estudo apontaram bom índice de coeficiente de consistência interna (0,86). Apresentou também bons indicadores de validade convergente, ao correlacionar-se positiva e moderadamente com distorções cognitivas gerais. E crenças maternas foram significativamente associadas a sintomas de depressão, mesmo após controlar variáveis. Comparadas às mulheres primíparas do estudo de validação inicial da escala, as multíparas relataram níveis mais baixos de apoio social e satisfação conjugal (Sockol & Battle, 2015).
Referente a estudos de adaptação e validação da AToM, existe a adaptação para a população de Portugal (Costa et al., 2018), a ECM com 12 itens. O estudo contou com uma amostra de 387 mulheres no período pós-parto. Análise confirmatória foi realizada, a qual apontou um modelo tridimensional como sendo mais adequado, semelhante à estrutura original do instrumento. O único item que mudou de fator foi o 9 “se eu falhar como mãe, sou um fracasso enquanto pessoa”, o qual na versão original do instrumento estava alocado no fator “crenças relacionadas com a idealização do papel materno”, e na versão portuguesa passou para o fator “crenças relacionadas com a responsividade materna”. As análises de validade convergente revelaram que a ECM se associou de forma significativa à sintomatologia depressiva e pensamentos automáticos negativos gerais e no pós-parto. Apresentou boa consistência interna para a pontuação total (α=0,84) e para as dimensões, à exceção da dimensão “crenças relacionadas à responsabilidade materna” que apresentou valores de consistência interna levemente inferiores ao desejável.
Não existem estudos de adaptação e validação da Escala para a população brasileira. Frente a isso, este estudo teve como objetivo principal adaptar e fornecer evidências de validade da Escala de Crenças Face à Maternidade (ECM) para a população brasileira, através do estudo das qualidades psicométricas em termos de validade de construto, confiabilidade, validade convergente e de critério. A adaptação e validação da Escala são uma contribuição importante para dispor de uma opção de avaliação e planejamento das intervenções com mulheres na gestação e pós-parto, inclusive na prevenção e melhora de sintomas e transtornos mentais.
Método
Adaptação
Para adaptar a ECM para a população brasileira, foi feita a revisão dos itens da adaptação portuguesa em relação à ortografia e conjugações para o português do Brasil e seis dos doze itens foram ajustados: 1, 2, 3, 4, 7 e 10. Após, a versão adaptada da escala foi avaliada por duas psicólogas experientes na área em relação à ortografia, conjugações e compreensão dos itens. A análise de concordância entre as juízas mostrou-se forte (κ≥0,80). Chegando-se à versão final brasileira da ECM.
Procedimentos
Este estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética e Pesquisa da Pontifícia Universidade Católica do Rio Grande do Sul (PUCRS), cumprindo com todos os princípios éticos. A coleta da amostra ocorreu entre janeiro de 2019 e janeiro de 2020, numa cidade do interior do estado do Rio Grande do Sul. O recrutamento das participantes ocorreu de três formas: 1. via Secretaria de Saúde do município, a qual permitiu acesso aos prontuários e locais de saúde para convidar as gestantes a participar, 2. método snow-ball, mediante indicações das próprias participantes e 3. divulgações em mídias sociais. Todas as participantes eram entrevistadas mediante a assinatura do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE) ou Termo de Assentimento Livre e Esclarecido (TALE - para as menores de 18 anos).
Evidências de validade
Participantes
A amostra foi composta por 121 mulheres gestantes (≥27 semanas de gestação), com tempo médio gestacional de 32 semanas (DP=3,69), e idade entre 15 e 40 anos (M=27,70, DP=6,25), sendo a maioria de raça autodeclarada “branca” (n=76, 62,8%). Quanto ao estado civil, grande parte da amostra foi composta por mulheres casadas, em união estável, ou morando junto com o companheiro (n=98, 81%). Mais da metade da amostra (n=73, 60,83%) era multípara. Em relação à escolaridade, 39,7% (n=48) possuíam ensino médio completo, seguido por ensino fundamental completo (n=21, 17,4%). Metade da amostra exercia atividade remunerada (n=61, 50,4%), com renda mensal média de R$824,00 (DP=R$1.039,00) e considerava seu nível socioeconômico “nem rico, nem pobre” (n=86, 71,1%). Os critérios de inclusão para participação na pesquisa foram: (a) ser brasileira, (b) gestante, com no mínimo 27 semanas de gestação, (c) nível de compreensão mínimo para responder aos questionários, e (d) não estar em surto psicótico ou outra condição mental grave que pudesse afetar a condução da entrevista.
Quanto a presença de sintomatologia clínica, de acordo com a Escala de Depressão Pós-Parto de Edimburgo (EPDS), 27,3% (n=33), possuía sintomas e risco para depressão pós-parto; através da Entrevista Clínica Estruturada para Transtornos do DSM-5 - Versão Clínica (SCID-5-CV), 19% (n=23) estavam em episódio depressivo maior e 34,7% (n=42) possuíam histórico de episódio depressivo maior passado; em relação a quadros de ansiedade, 18,2% (n=22) com histórico de pânico, 5,8% (n=7) ansiedade social atual, e 20,7% ansiedade generalizada atual (n=25); e pelo questionário dos domínios de preocupação, 19% ansiedade generalizada atual (n=23). Para as análises, as mulheres que pontuaram positivo na EPDS farão parte do grupo com sintomatologia depressiva.
Instrumentos
Ficha de dados sociodemográficos e clínicos: ficha de autorrelato que avalia as características sociodemográficas e a história clínica familiar.
Entrevista clínica estruturada para transtornos do DSM-5 - versão clínica (SCID-5-CV) (First et al., 2017): É um instrumento de entrevista compatível com os critérios do DSM-5 (2014). A SCID-5-CV é uma versão abreviada e reformatada da SCID-5-RV (versão pesquisa), cobrindo os diagnósticos que são mais comumente vistos em contextos clínicos. Apesar da designação “clínica”, a SCID-5-CV pode ser usada em contextos de pesquisa, contanto que os transtornos que interessam ao pesquisador estejam entre os que foram incluídos na SCID-5-CV (First et al., 2017). Estudo de validação da escala foi conduzido no Brasil e apresentou confiabilidade (kappa >0,70) (Osório et al., 2019).
Escala de crenças face à maternidade (ECM; versão original [AToM]) (Sockol et al., 2014); Tradução e adaptação da versão portuguesa [ECM]) (Costa et al., 2018). Avalia crenças disfuncionais face à maternidade, num modelo tridimensional, sendo uma medida de autorrelato composta por 12 itens, respondidos numa escala Likert de seis pontos (0=discordo sempre a 5=concordo sempre) - pontuações mais altas indicam crenças mais disfuncionais referentes à maternidade.
Escala de depressão pós-parto de Edimburgo (EPDS; Cox et al., 1987): Instrumento de autoavaliação com 10 itens referentes aos sintomas depressivos frequentemente observados no puerpério. A escala foi adaptada e validada para a população brasileira (Santos et al., 1999), na qual os resultados propuseram um ponto de corte ≥11, com 84% de sensibilidade e 82% de especificidade. Desta maneira, para o presente estudo foi utilizado como ponto de corte pontuação igual ou superior a 11 pontos.
Questionário dos domínios de preocupação (Tallis et al., 1992): Composto por 25 itens, avalia diferentes áreas de preocupação dos indivíduos, dividido em 5 domínios gerais, que são: relacionamentos, falta de confiança, ausência de perspectivas futuras, trabalho e questões financeiras. Os itens são pontuados numa escala Likert (0, nem um pouco a 4, extremamente), pontuações variando de 0 a 120. Consistência interna em termos de alfa de Cronbach da escala total foi de 0,92 (Davey, 1993). Estudo de validação final dos itens apontou 63,34% de variância (Van Rijsoort et al., 1999).
Resultados
Plano de Análise de Dados
Inicialmente foram conduzidas análises descritivas visando investigar a variabilidade e o padrão de resposta a cada um dos itens. A seguir foi conduzida uma análise fatorial confirmatória a fim de investigar a estrutura fatorial da escala, bem como análises de consistência interna e análises descritivas de cada fator. Na etapa subsequente, foram conduzidas correlações com o construto correlato de preocupações maternas e análises de comparação entre mãe com depressão e sem depressão. Todas as análises foram conduzidas utilizando o Pacote Estatísticos SPSS versão 17.1.
Análise Descritiva dos Itens
Na Tabela 1 observam-se as características distribucionais dos itens que compõem a ECM. Apenas em um dos itens uma das opções não foi selecionada por nenhuma das participantes (item 6, opção “discordo sempre”). A análise das estatísticas descritivas dos itens sugeriu que, a maioria da amostra optou por respostas no extremo da escala “discordo sempre” a exceção do item 1, no qual a frequência de resposta foi maior no centro da escala e nos itens 6, 8 e 12, nos quais a frequência de resposta foi mais elevada na extremidade superior da escala “concordo sempre”. Os itens se mantiveram dentro de uma distribuição normal, exceto o Item 6, o qual apresentou assimetria >1,5.
Análise da Estrutura Interna
Para avaliar a validade de constructo da ECM, foi realizada uma análise fatorial confirmatória, com o objetivo de testar o modelo de três fatores: F1 (Itens 1, 2, 3 e 4); F2 (Itens 5, 6, 7 e 8) e F3 (Itens 9, 10, 11 e 12) proposto pelos autores da versão original da escala (Sockol et al., 2014) e o modelo de três fatores proposto na versão portuguesa (Costa et al., 2018): F1 (Itens 1, 2, 3 e 4); F2 (Itens 5, 6, 7, 8 e 9) e F3 (Itens 10, 11 e 12).
Conforme pode ser observado na Tabela 2, a inspeção dos indicadores de cada item revelou que o Item 9 apresentou melhor ajuste quando alocado no Fator 1. Assim, verificou-se que na amostra brasileira um item apresentou uma mudança substancial: o item 9 “se eu falhar como mãe, sou um fracasso como pessoa”, associado ao fator 1.
Tabela 1 Características distribucionais dos itens
| Itens | Categorias | M(DP) | Assimetria | Curtose | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Discordo sempre | Discordo a maioria das vezes | Discordo algumas vezes | Concordo algumas vezes | Concordo a maioria das vezes | Concordo sempre | ||||
| n (%) | n (%) | n (%) | n (%) | n (%) | n (%) | ||||
| 1. Se eu cometer um erro, as pessoas irão pensar que sou uma mãe ruim | 20(16,4) | 18(14,8) | 22(18,0) | 33(27,0) | 11(9,0) | 17(13,9) | 2,40(1,60) | 0,55 | -0,97 |
| 2. Se o meu bebê estiver chorando, as pessoas irão pensar que não sou capaz de cuidar dele adequadamente | 47(38,5) | 19(15,6) | 20(16,4) | 23(18,9) | 5(4,1) | 7(5,7) | 1,51(1,53) | 0,66 | -0,59 |
| 3. Provavelmente as pessoas vão ter pior opinião de mim se eu cometer erros enquanto mãe | 40(32,8) | 25(20,5) | 13(10,7) | 17(13,9) | 10(13,1) | 16(13,1) | 1,83(1,78) | 0,55 | -1,07 |
| 4. Procurar ajuda de outras pessoas para cuidar do meu bebê me faz sentir incompetente | 58(47,5) | 19(15,6) | 24(19,7) | 10(8,2) | 3(2,5) | 7(5,7) | 1,19(1,46) | 1,15 | 0,22 |
| 5. Eu sou a única pessoa que consegue manter o meu bebê em segurança | 34(27,9) | 17(13,9) | 22(18,0) | 14(11,5) | 11(9,0) | 23(18,9) | 2,17(1,85) | 0,30 | -1,31 |
| 6. As boas mães põem sempre as necessidades dos seus bebês em primeiro lugar | 0(0,0) | 9(7,4) | 7(5,7) | 6(4,9) | 15(12,3) | 84(68,9) | 4,31(1,25) | -1,71 | 1,61 |
| 7. Eu devia me sentir mais dedicada ao meu bebê | 30(24,6) | 14(11,5) | 19(15,6) | 23(18,9) | 10(8,2) | 25(20,5) | 2,36(1,83) | 0,10 | -1,34 |
| 8. Se eu amo o meu bebê, devia querer estar sempre com ele | 10(8,2) | 7(5,7) | 19(15,6) | 17(13,9) | 12(9,8) | 56(45,9) | 3,50(1,68) | -0,73 | -0,74 |
| 9. Se eu falhar como mãe, sou um fracasso como pessoa | 44(36,1) | 17(13,9) | 16(13,1) | 14(11,5) | 7(5,7) | 22(18,0) | 1,91(1,90) | 0,51 | -1,22 |
| 10. É errado me sentir desiludida com a maternidade | 43(35,2) | 15(12,3) | 24(19,7) | 12(9,8) | 5(4,1) | 21(17,2) | 1,87(1,84) | 0,57 | -1,04 |
| 11.É errado ter sentimentos contraditórios em relação ao meu bebê | 37(30,3) | 6(4,9) | 20(16,4) | 15(12,3) | 9(7,4) | 34(27,9) | 2,45(2,01) | 0,03 | -1,55 |
| 12. É errado ter sentimentos negativos em relação ao meu bebê | 25(20,5) | 6(4,9) | 10(8,2) | 13(10,7) | 8(6,6) | 59(48,4) | 3,24(2,03) | 0,22 | -1,28 |
| Fonte. Resultados da pesquisa | |||||||||
Tabela 2 Índices de ajustamento do modelo original, modelo português e modelo final
| Modelo original | Modelo português | Modelo final | |
|---|---|---|---|
| Itens fator 1 | 1, 2, 3, 4 | 1, 2, 3, 4 | 1, 2, 3, 4, 9 |
| Itens fator 2 | 5. 6, 7, 8 | 5, 6, 7, 8, 9 | 5, 6, 7, 8 |
| Itens fator 3 | 9, 10,11, 12 | 10, 11, 12 | 10, 11, 12 |
| χ2(51) | 141.96 | 97.35 | 69.43 |
| P | <0,001 | <0,001 | 0,04 |
| CFI | 0,93 | 0,96 | 0,98 |
| TLI | 0,92 | 0,96 | 0,98 |
| RMSEA | 0,12 | 0,08 | 0,05 |
| 95% intervalo de confiança RMSEA | 0,09-0,14 | 0,06-0,11 | 0,01-0,08 |
Fonte. Resultados da pesquisa
As cargas fatoriais dos itens de cada fator do modelo final, a consistência interna, a média e o desvio-padrão da soma dos itens de cada fator são apresentados na Tabela 3.
Evidências de Validade - Relação com variáveis concorrentes
Conforme é possível verificar na Tabela 4, as dimensões da ECM associaram-se de forma significativa e positiva a todas as dimensões de preocupações maternas, exceto preocupações sobre finanças com idealização do papel materno.
Evidências de Validade - Relação com Grupos Clínicos
A fim de examinar a validade da ECM em relação a critério externo, procedeu-se à comparação daspontuações da escala, em relação à presença de sintomatologia clinicamente depressiva e aos fatores da Escala. Frente à presença de sintomatologia depressiva, constatou-se efeito multivariado significativo [F=4,978, p<0,01, η²=0,18], sendo que mulheres que pontuaram positivo para sintomas depressivos na EDPS apresentaram mais crenças disfuncionais face a maternidade nos três fatores da escala: F1 - julgamento dos outros (M=2,41, DP=1,19, vs. mulheres sem sintomatologia: M=1,51, DP=1,18[F=13,839, p<0,01, η²=0,106]), F2 - responsabilidade materna (M=3,60, DP=1,02, vs. mulheres sem sintomatologia: M=2,87, DP=1,24 [F=8,941, p<0,01, η²=0,071]) e F3 - idealização do papel materno (M=3,04, DP=1,33, vs. mulheres sem sintomatologia: M=2,26, DP=1,63 [F=5,907, p=0,017, η²=0,048]).
Tabela 3 Cargas fatoriais dos itens, análises descritivas e indicador de consistência interna do modelo final
| Item | Fator 1: julgamento dos outros | Fator 2: responsabilidade materna | Fator 3: idealização do papel materno |
|---|---|---|---|
| 1 | 0.744 | ||
| 2 | 0.717 | ||
| 3 | 0.711 | ||
| 4 | 0.718 | ||
| 5 | 0.739 | ||
| 6 | 0.766 | ||
| 7 | 0.592 | ||
| 8 | 0.762 | ||
| 9 | 0.747 | ||
| 10 | 0.681 | ||
| 11 | 0.871 | ||
| 12 | 0.850 | ||
| Média | 1,76 | 3,08 | 2,51 |
| Desvio-Padrão | 1,25 | 2,21 | 1,60 |
| α | 0.96 | 1.00 | 0.89 |
Fonte. Resultados da pesquisa
Tabela 4 Correlações entre os fatores da ECM e o questionário de domínios de preocupação
| Questionário domínios de preocupação - relacionamentos | 0,36** | 0,26** | 0,22* |
| Questionário domínios de preocupação - confiança | 0,33** | 0,38** | 0,22* |
| Questionário domínios de preocupação - perspectivas futuras | 0,36** | 0,39** | 0,23* |
| Questionário domínios de preocupação - trabalho | 0,23* | 0,30** | 0,31** |
| Questionário domínios de preocupação - finanças | 0,29** | 0,27** | 0,13 |
| Questionário domínios de preocupação - escore total | 0,35** | 0,34** | 0,22* |
Nota. *p<0,05; **p<0,01. Fonte. Resultados da pesquisa
Discussão
Esta pesquisa teve como objetivo a adaptação e o levantamento das características psicométricas da versão brasileira da Escala de Crenças Face à Maternidade (ECM), buscando sanar a indisponibilidade de instrumentos que avaliem as crenças disfuncionais relacionadas à maternidade. No geral, os resultados deste estudo apontaram boas propriedades psicométricas da ECM, se comparadas à versão original do instrumento (Sockol et al., 2014) e semelhantes, também, à adaptação para a população portuguesa (Costa et al., 2018).
Referente às características de distribuição dos itens, verificou-se uma tendência para as respostas nos extremos, principalmente inferior da escala (0=discordo sempre). Por outro lado, as crenças “as boas mães põem sempre as necessidades dos seus bebês em primeiro lugar” e “é errado ter sentimentos negativos em relação ao meu bebê”, seguiram padrão contrário, pontuando em sua maioria no extremo superior da escala (5=concordo sempre). Tal resultado também foi encontrado na população portuguesa (Costa et al., 2018), e o item “se eu amo meu bebê, deveria querer estar sempre com ele” também seguiu nesta direção (Sockol et al., 2014). Uma das possíveis explicações acerca desses fatos se refere a questões históricas, sociais e culturais acerca da maternidade, principalmente no que se refere à idealização da maternidade e à responsabilidade da mãe frente às demandas do bebê (Reis, 2010). Alguns autores (Choi et al., 2005) trazem que o conceito de maternidade está vinculado a um conjunto de crenças e significados que estão em constante mudança, e que estes são influenciados pelas mudanças culturais e sociais que envolvem a mulher, a gestação e os cuidados com o bebê.
Em relação à validade de constructo, a estrutura da versão brasileira da ECM, conglomera três fatores correlacionados, numa composição semelhante à estrutura original (Sockol et al., 2014) e à portuguesa (Costa et al., 2018). O primeiro fator refere-se a crenças relacionadas ao julgamento dos outros (frente ao desempenho do papel materno), o segundo é relacionado às crenças de responsabilidade materna (crenças de percepção das exigências do papel materno, em relação à dedicação e disponibilidade) e o terceiro à idealização do papel materno (percepção da maternidade como sendo totalmente positiva).
Entretanto, na versão brasileira da ECM, o item 9 “se eu falhar como mãe, sou um fracasso como pessoa”, que na versão original do instrumento pertence ao fator 3: crenças relacionadas a idealização do papel materno (Sockol et al., 2014), e na versão portuguesa pertence ao fator 2: crenças relacionadas a responsabilidade materna (Costa et al., 2018), passou a pertencer, na versão brasileira, ao fator 1: crenças relacionadas ao julgamento dos outros. Ao realizarmos uma análise do conteúdo implícito nessa afirmação, pode-se compreender que o desempenho materno está ligado a definição de termos da pessoa (ser ou não ser uma fracassada), e que podem estar ligados aos padrões culturais e históricos do papel da mãe-mulher, e idealização e obrigatoriedade de desempenho perfeito na criação de seus filhos; caso os filhos não se desenvolvessem dentro do esperado para os padrões, a mãe provavelmente seria a culpada de tal fracasso, visto que, historicamente o papel de criação e cuidado era quase que exclusivamente materno. Sendo assim, como os papéis de pessoa-mãe estavam extremamente sobrepostos, ao julgar-se por um “ter falhado enquanto mãe”, significativa também ter falhado como pessoa, visto o julgamento dos outros, sendo este historicamente e culturalmente desenvolvido. Não é de nosso conhecimento que existam outros estudos que tenham conduzido análises fatoriais desta escala, fora os citados anteriormente (versão original e portuguesa), sendo essa uma das indicações para futuros estudos, conduzidos com diferentes populações, para contribuir para a validade do construto da escala.
Frente a validade convergente da ECM, as associações encontradas entre os fatores da escala e as preocupações, tanto nos domínios (relacionamento, confiança, perspectivas futuras, trabalho e finanças), quanto no escore geral (nível de preocupações), como também em relação aos sintomas depressivos (principalmente vinculados a responsabilidade materna), revelaram-se congruentes com o modelo cognitivo da depressão, o qual sustenta que as crenças disfuncionais influenciam na forma como o sujeito interpreta as situações, levando a presença de pensamentos automáticos negativos (Beck et al., 1997). E também, com o modelo cognitivo da ansiedade, que traz que níveis maiores de preocupações e, consequentemente, ansiedade interferem no padrão das interpretações e emoções do sujeito (Beck et al., 1985). Estes achados também foram de encontro com os estudos da versão original do instrumento (Sockol et al., 2014), população portuguesa (Costa et al., 2018) e com estudos posteriores conduzidos com mulheres multíparas (Sockol & Battle, 2015).
No que diz respeito à paridade, verificou-se que não houve diferenças significativas entre mulheres gestantes primíparas e multíparas. Mesmo que as diferenças entre as médias não tenham sido significativas, mães primíparas apresentaram médias maiores no fator “julgamento dos outros”, o que parece demonstrar maiores crenças disfuncionais relacionadas ao seu desempenho parental perante aos outros; resultado este encontrado no estudo com população norte americana (Sockol & Battle, 2015), e também com população portuguesa, mas nesta a diferença foi significativa (Costa et al., 2018). Neste estudo com população brasileira, as mães multíparas obtiveram médias maiores e, consequentemente, maiores crenças disfuncionais em responsabilidade materna e idealização do papel materno, diferentemente do estudo com população norte-americana, no qual foram as primíparas que apresentaram maiores crenças e diferença significativa em crenças relacionadas à responsabilidade materna e idealização do papel materno (Sockol & Battle, 2015).
Algumas limitações do estudo referem-se à avaliação da validade convergente, na qual seria importante a utilização de outro instrumento que avaliasse o mesmo construto (crenças em relação à maternidade); no entanto, a princípio não existe outra escala com estas características e adaptada para a população brasileira que pudesse ser incluída no estudo. Outra limitação é referente a este estudo ser transversal, não permitindo, assim, a avaliação de estabilidade temporal do instrumento. E por ter sido feito com mulheres gestantes, que configura uma das fases da maternidade, e para tanto, sugere-se pesquisas em outras etapas como pós-parto, mães de crianças em primeira infância, dentre outros.
Em conclusão, a Escala de Crenças Face à Maternidade (ECM) apresenta boas qualidades psicométricas, tornando-se assim possível a sua utilização, tanto para pesquisas quanto para clínica. A ECM é uma escala de autopreenchimento, de fácil e rápida aplicação, avaliando um fator de extrema importância para as mulheres gestantes, que são as crenças relacionadas à maternidade, que podem ou não estar disfuncionais - sendo possível, através da detecção, o planejamento e seguimento das intervenções para melhor alcance de saúde emocional desta mulher.
