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Avaliação Psicológica

Print version ISSN 1677-0471On-line version ISSN 2175-3431

Aval. psicol. vol.20 no.3 Campinas July/Sept. 2021

http://dx.doi.org/10.15689/ap.2021.2003.19890.01 

ARTIGOS

 

Adaptação e Validação do Inventário de Desordem Alimentar para o Contexto Brasileiro

 

Adaptation and validation of the Eating Disorder Inventory for the Brazilian context

 

Adaptación y validación del inventario de trastornos alimentarios para el contexto brasileño

 

 

Juliana Maria Vieira TenórioI; Kaline da Silva LimaII; Josemberg Moura de AndradeIII; Hemilio Fernandes Campos CoelhoIV; Melyssa Kellyane Cavalcanti GaldinoV

IUniversidade Federal da Paraíba, João Pessoa, Paraíba, Brasil https://orcid.org/0000-0002-5569-7998
IIUniversidade Federal da Paraíba, João Pessoa, Paraíba, Brasil. https://orcid.org/0000-0001-6127-5815
IIIUniversidade de Brasília, Brasília-DF, Brasil. https://orcid.org/0000-0002-2611-0908
IVUniversidade Federal da Paraíba, João Pessoa, Paraíba, Brasil https://orcid.org/0000-0002-7140-3590
VUniversidade Federal da Paraíba, João Pessoa, Paraíba, Brasil. https://orcid.org/0000-0001-7180-3458

Endereço para correspondência

 

 


RESUMO

O objetivo deste estudo foi adaptar e validar o Inventário de Desordem Alimentar (EDI-3) para o contexto brasileiro. O EDI-3 contém 91 itens e 12 subescalas. Participaram 664 pessoas com idades entre 14 e 51 anos (M = 22,33; DP = 5,63), sendo 71 adolescentes estudantes de ensino médio, 512 adultos universitários e uma amostra clínica composta por 81 participantes. Análises fatoriais confirmatórias indicaram que o Componente de Risco de Transtorno Alimentar (EDRC) apresentou estrutura trifatorial com bons indicadores de ajuste, enquanto o Componente de Desajustamento Psicológico Geral (GPMC) apresentou melhores indicadores no modelo tetrafatorial. A consistência interna mostrou-se adequada para maioria das subescalas. Comparação de grupos apresentou indícios complementares de acurácia no instrumento. Confia-se que essa medida possa ser apta para o uso em pesquisas e no contexto da avaliação clínica.

Palavras-chave:transtornos alimentares, validação, análise fatorial confirmatória.


ABSTRACT

The aim of this study was to adapt and validate the Eating Disorder Inventory (EDI-3) for the Brazilian context. The EDI-3 contains 91 items and 12 subscales. A group of 664 people aged of 14 to 51 years (M=22.33; SD=5.63) participated in the study, 71 high school students and 512 university students and a clinical sample of 81 participants. Confirmatory factor analysis indicated that the Eating Disorder Risk Composite (EDRC) showed a three-factor structure with good fit indicators, while the General Psychological Maladjustment Composite (GPMC) showed better indicators in the four-factor model. Internal consistency was adequate for most subscales. Group comparisons showed complementary evidence of instrument reliability. The results indicate that this measure may be suitable for use in research and in the clinical evaluation scenario.

Keywords:eating disorders, validation, confirmatory factor analysis.


RESUMEN

El objetivo de este estudio fue adaptar y validar el Inventario de Trastornos Alimentarios (EDI-3) para el contexto brasileño. El EDI-3 contiene 91 ítems y 12 subescalas. Participaron 664 personas de entre 14 y 51 años (M = 22.33; DS = 5.63), de los cuales, 71 estudiantes adolescentes de secundaria, 512 adultos universitarios y una muestra clínica compuesta por 81 participantes. Los análisis factoriales confirmatorios indicaron que el Componente de Riesgo de Trastorno Alimentario (EDRC) presentó una estructura de tres factores con buenos índices de ajuste, mientras que el Componente de Desajuste Psicológico General (GPMC) presentó mejores indicadores en el modelo tetrafactorial. La consistencia interna demostró ser adecuada para la mayoría de las subescalas. La Comparación de Grupos mostró evidencias adicionales de precisión en el instrumento. Confiamos en que esta medida pueda ser adecuada para su uso en investigación y en el contexto de la evaluación clínica.

Palabras clave: trastornos alimentarios, validación, análisis factorial confirmatorio.


 

 

Os transtornos alimentares (TA) são definidos como uma desordem psiquiátrica persistente que causa danos significativos à saúde física ou ao funcionamento psicossocial (American Psychological Association [APA], 2013). São considerados quadros clínicos graves que atingem, principalmente, adolescentes e adultos jovens do sexo feminino com início na adolescência, afetando aproximadamente uma em cada dez adolescentes (Castro, & Brandão, 2018; Napolitano et al., 2019). Entre o grupo mais vulnerável, 13% das meninas experienciam angústias, comprometimento funcional, aumento do risco de obesidade futura, depressão, suicídio, abuso de substâncias e mortalidade, apontados como fatores de risco associados aos TA (Stice et al., 2019).

Dados epidemiológicos indicam que, nas últimas duas décadas, os TA vêm aumentando drasticamente em todo o mundo e podem ocorrer em diferentes grupos étnicos, culturais e socioeconômicos (Waseem, & Ahmad, 2018). Tais informações demonstram que os TA representam um dos principais problemas de saúde pública a serem enfrentados decorrentes das consequências negativas associadas às comorbidades que prejudicam os sistemas fisiológicos do organismo (Napolitano et al., 2019).

O estágio de vida com maior probabilidade de ocorrências dessas doenças é na adolescência, visto que há uma busca pela identidade pessoal, na maioria das vezes, por influências dos grupos e por padrões impostos pela mídia. Dessa forma, a insatisfação corporal se desenvolve de forma a ficar internalizada, principalmente em mulheres (Bernadetta, & Katarzyna, 2018). Nesse sentido, a insatisfação com a imagem corporal e a busca restritiva da magreza são evidenciados como preditores consistentes na literatura para o risco para TA (Izydorczyk, & Sitnik-Warchulska, 2018; Napolitano et al., 2019).

Segundo Crow et al. (2009), a taxa de suicídio para anorexia nervosa (AN) é de 4,7%, para bulimia nervosa (BN) é de 6,5% e de 3,9% para transtorno alimentar não especificado (TANE). Uma pesquisa epidemiológica recente realizada nos Estados Unidos (Udo et al., 2019) mostrou que a prevalência de tentativas de suicídio foi de 24,9% (para AN), 31,4% (para BN) e 22,9% (para compulsão alimentar). Entretanto, no Brasil, os estudos epidemiológicos sobre TA ainda são incipientes.

Os instrumentos para a avaliação dos TA surgem com a necessidade de se estabelecer e aprimorar os critérios diagnósticos no Manual Diagnóstico e Estatístico de Transtornos Mentais (DSM) e na CID (Classificação Internacional de Doenças). Algumas medidas são mais específicas de um transtorno de forma isolada; já outras conseguem abranger a maior parte do construto. O atraso no diagnóstico e tratamento pode acarretar doenças físicas e psicológicas crônicas. Logo, a detecção precoce e a prevenção são primordiais para combater tais problemas de saúde (Segura-García et al., 2015). Vários instrumentos foram utilizados no Brasil para mensurar os sintomas dos TA. Os principais deles são descritos a seguir:

O Bulimic Inventory Test Edinburgh (BITE) foi desenvolvido por Henderson e Freeman (1987), traduzido para o Brasil por Cordás e Hochgraf (1993) e validado por Ximenes et al. (2011). A medida identifica a compulsão alimentar e bulimia. O BITE é composto por 33 itens divididos em duas subescalas: sintomas (α = 0,96) e gravidade (α = 0,62).

O Eating Attitudes Test (EAT-26) foi construído por Garner e Garfinkel (1979). Possui 26 questões dirigidas aos sintomas de AN distribuídas em três fatores: dieta; bulimia nervosa; e controle oral. Nunes et al. (2005) validaram a escala para o Brasil em mulheres adultas e verificaram consistência interna de 0,75. Já o estudo mais recente de Fortes et al. (2016) encontrou em adolescentes do sexo masculino uma estrutura unidimensional com alfa de Cronbach de 0,88.

A Seção de Transtornos Alimentares do Development and Well-Being Assessment (DAWBA) foi construída e validada no Brasil por Moya et al. (2005), sendo composta por 53 perguntas, sendo que 42 são estruturadas e 11 são semiestruturadas. Os itens abordam questões como: distorção da imagem corporal, peso e altura, medo de ganhar peso, desejo por alimentos, presença e frequência de purgações, comportamentos para perda de peso, comportamentos compensatórios, sintomas menstruais, consequências físicas de comportamentos alimentares anormais, e o impacto de sintomas relevantes no bem-estar e sociabilidade de pessoas jovens. O estudo de validação do instrumento apresentou 100% de sensibilidade, 94% de especificidade, 88% de valor preditivo positivo, 100% de valor preditivo negativo e 95% de concordância teste-reteste.

O Eating Disorder Examination versão questionário (EDE-Q) é constituído por 41 itens (Fairburn, & Beglin, 1994) e quatro subescalas: restrição alimentar (α = 0,70 - 0,85), preocupação alimentar (α = 0,73 - 0,86), preocupação com a forma corporal (α = 0,83 - 0,93) e preocupação com o peso (α = 0,73 -0,86) (Berg et al., 2012). Embora a escala seja utilizada em estudos brasileiros (Soares et al., 2009) não foi encontrado um estudo que validasse a escala psicometricamente.

Three-Factor Eating Questionnaire - (TFEQ) foi desenvolvido por Stunkard e Messick (1985) e com obtenção de evidências de validade para o Brasil por Moreira et al. (1998). Contém três subescalas: restrição cognitiva (α = 0,91), desinibição (α = 0,76) e fome percebida (α = 0,70).

O Eating Disorder Inventory (EDI) é um instrumento largamente utilizado, com propriedades psicométricas bem estabelecidas em estudos de confiabilidade e validade. Foi desenvolvido em 1983 por Garner et al. (1983), sendo composto por 64 itens que avaliam as características psicológicas e comportamentais comuns à AN e à BN. O instrumento consiste em oito subescalas, sendo que três destas avaliam os aspectos psicopatológicos específicos dos TA: Busca pela magreza (Drive for thinness - DT), Bulimia (B) e Insatisfação corporal (Body Dissatisfaction - BD). As outras cinco avaliam os aspectos psicopatológicos gerais observados em pacientes com TA: Ineficácia (Ineffectiveness - IN), Desconfiança interpessoal (Interpersonal Distrust - ID), Sensibilidade Interoceptiva (Interoceptive Awareness - IA), Perfeccionismo (Perfectionism - P) e Medo de maturidade (Maturity Fears - MF). A consistência interna dos fatores variou entre 0,65 (MI) e 0,91 (BD) para uma amostra geral de mulheres, enquanto que, na amostra clínica, variou de 0,66 (IA) e 0,90 (B, BD e IN).

O EDI apresenta uma segunda versão revisada (EDI- 2), que além dos itens da escala original, adicionou mais três subescalas: Ascetismo (Asceticism - A), Regulação de impulso (Impulse Regulation - IR) e Insegurança social (Social Insecurity - SI), totalizando 91 itens (Garner, 1991). O instrumento pode ser utilizado para o rastreamento de indivíduos com alto risco de desenvolverem TA. Em pesquisa clínica, pode ser útil como medida de desfecho e como indicador prognóstico em estudos de tratamento.

Embora sejam utilizados variados instrumentos para a avaliação dos TA no Brasil em pesquisa, não foi encontrado nenhum instrumento aprovado voltado para prática da avaliação dos TA por meio de buscas no Sistema de avaliação de testes psicológicos (Satepsi), desenvolvido pelo Conselho Federal de Psicologia (CFP). Considerando a relevância e a necessidade do estudo desses transtornos no país, a presente pesquisa propôs avaliar a qualidade psicométrica dos itens do Inventário de Desordem Alimentar (EDI-3).

Eating Disorder Inventory

O Eating Disorder Inventory (EDI-3) consiste em um conjunto de subescalas para avaliar TA e construtos relacionados, sendo amplamente utilizado em pesquisas e ambientes clínicos. O instrumento já foi traduzido em 16 idiomas, incluindo árabe, chinês, francês, russo e espanhol, e fornece uma avaliação clínica dos sintomas associados com TA. Inclui medidas de autorrelato mais utilizadas para a mensuração de características psicológicos ou construtos que se mostram clinicamente relevantes naqueles com TA, levando em conta teorias mais contemporâneas de TA e os domínios psicológicos associados (Clausen et al., 2011).

A atual versão do instrumento (Garner, 2004) representa uma melhoria da versão anterior, o qual contém as mesmas 91 questões do EDI-2, mas as divide em componentes e subescalas: as mesmas três subescalas mensuram sintomas de TA (DT, B e BD) que formam o Componente de Risco de Transtorno Alimentar (Eating Disorder Risk Composite - EDRC) e mais nove subescalas psicológicas gerais que formam o Componente de Desajustamento Psicológico Geral (General Psychological Maladjustment Composite - GPMC): Baixa Autoestima (Low Self-Esteem - LSE), Alienação Pessoal (Personal Alienation - PA), Insegurança Interpessoal (Interpersonal Insecurity - II), Alienação Interpessoal (Interpersonal Alienation - IA), Déficits Interoceptivos (Interoceptive Deficits - ID), Desregulação Emocional (Emotional Dysregulation - ED), Perfeccionismo (Perfectionism - P), Ascetismo (Asceticism - A), e Medo de Maturidade (Maturity Fears - MF).

A combinação entre as diferentes subescalas do GPMC geram outros componentes, tais como: Componente de Ineficácia (Ineffectiveness Composite - IC), por meio da soma das escalas LSE e PA; Componente de Problemas Interpessoais (Interpersonal Problems Composite - IPC) a partir da soma das escalas II e IA; Componente de Problemas Afetivos (Affective Problems Composite - APC) é a junção das escalas ID e ED, e o Componente de Super-Controle (Overcontrol Composite - OC) consiste na união das escalas P e A. A seguir, explica-se cada escala, de acordo com Garner (2004).

Busca pela Magreza (Drive for Thinness - DT): Considerado uma das principais características dos TA e um critério fundamental para o diagnóstico seguindo esquemas de classificação internacionais. A subescala DT é composta por sete itens que mensuram o desejo extremo de ser mais magro, (b) preocupação com dieta, (c) preocupação com o peso e (d) um medo intenso de ganhar de peso.

Bulimia (B): Mensura a tendência de pensamentos ou envolvimentos em episódios de compulsão alimentar. A subescala B é composta por oito (08) itens que investigam preocupações com a compulsão alimentar em decorrência de eventos estressores. Essa subescala avalia características de BN e distingue da AN-R (Anorexia restritiva) de AN-B/P-A (Anorexia bulímica purgativa).

Insatisfação Corporal (Body Dissatisfaction - BD): Avalia a insatisfação com a forma e/ou tamanho corporal, ou de partes específicas do corpo (barriga, quadris, coxas e nádegas) comum naqueles que possuem algum TA, contendo dez (10) itens.

Baixa Autoestima (Low Self-Esteem - LSE): Avalia a autoavaliação negativa a partir de seis (06) itens que se referem a sentimentos de insegurança, inadequação, ineficácia e ausência de valor pessoal. Mensura, ainda, a autopercepção de um indivíduo não ser capaz de alcançar padrões pessoais.

Alienação Pessoal (Personal Alienation - PA): Contém sete (07) itens que avaliam um domínio mais abrangente do que a LSE, incluindo a sensação de vazio emocional, solidão, falta de autocompreensão e sentimentos de estar separado das demais pessoas. Além disso, avalia a vontade de ser outra pessoa e a sensação de estar fora de controle.

Insegurança Interpessoal (Interpersonal Insecurity - II): Composta por sete (07) itens que avaliam dificuldades na expressividade emocional, desconforto em situações sociais e a tendência de isolamento.

Alienação Interpessoal (Interpersonal Alienation - IA): Composta por sete (07) itens que avaliam desapontamento, distanciamento, estranhamento e desconfiança nos relacionamentos. Além disso, mensura a tendência de se sentir preso em relacionamentos e a sensação de que não é compreendido(a) e amado(a) pelos outros.

Déficits Interoceptivos (Interoceptive Deficits - ID): Composta por nove (09) itens que avaliam dificuldades em reconhecer e responder aos estados emocionais. A subsescala mensura dois tipos de ID: o Medo afetivo (angústia quando as emoções são muito fortes ou fora de controle) e a Confusão afetiva (dificuldade em reconhecer estados emocionais com precisão).

Desregulação Emocional (Emotional Dysregulation - ED): Composta por oito (08) itens que mensuram instabilidade do humor, impulsividade, imprudência, raiva e autodestrutividade. Além disso, a subescala ED avalia tendências de abuso de álcool e drogas.

Perfeccionismo (Perfectionism - P): Contém seis (06) itens que avaliam a sensação de efetivação com metas e padrões elevados possíveis de realização pessoal. Os itens se referem a dois domínios: 1) perfeccionismo auto-orientado (padrões pessoais rígidos para o desempenho) e 2) perfeccionismo prescrito socialmente (desempenhos exigentes que surgem de pressões de pais ou professores). Ambos os tipos caracterizam o desenvolvimento e na manutenção de TA.

Ascetismo (Asceticism - A): Contém sete (07) itens que mensuram ideais espirituais, como autodisciplina, autonegação, autocontenção, autossacrifício e controle dos impulsos corporais.

Medo de Maturidade (Maturity Fears - MF): Avalia a vontade de retornar a uma aparência e estados hormonais infantis por receio do desenvolvimento. Composta por oito (08) itens que avaliam o desejo de voltar para a segurança da infância, medos e expectativas relacionados a mudanças de papéis.

Em relação às propriedades psicométricas do EDI-3, estudos de consistência interna foram realizados em pacientes norte-americanos e de outros países (N = 1.980), incluindo adultos e adolescentes com diferentes TA. Os resultados ofereceram índices satisfatórios, dado os coeficientes alfas de Cronbach que variaram entre 0,90 e 0,97 nos subgrupos amostrais. Além disso, houve uma correlação em torno de 0,98 na fidedignidade teste-reteste que foi obtida com uma amostra de 34 mulheres que passaram por tratamento (Clausen et al., 2011; Garner; 2004).

A estrutura fatorial da EDI-3 (Garner, 2004) recomenda reduzir 12 fatores EDI primários em dois fatores de segunda ordem que representam: 1) Componente de risco de transtorno alimentar (EDRC), que compreende as três principais escalas: DT, B e BD, e 2) Componente de desajustamento psicológico geral (GPMC) com a união dos nove principais fatores restantes. A partir dessa estrutura obtida por meio de análise fatorial exploratória (AFE), o primeiro fator EDRC em uma amostra adulta clínica norte-americana obteve 63,0% de explicação da variância total, enquanto o segundo fator GPMC para as amostras clínicas internacionais de adultos e de adolescentes norte-americanos apresentaram 60,8% e 65,6% de explicação da variância, respectivamente.

Considerando a carência de instrumentos para mensuração dos TA no Brasil, este estudo teve como objetivo realizar, adaptar e obter evidências de validade de construto do EDI-3 no contexto brasileiro. No presente estudo, serão investigadas a validade fatorial e a fidedignidade do instrumento, por meio da análise de concordância entre juízes, análise fatorial confirmatória e consistência interna. Além disso, busca-se obter indícios de validade de critério a partir da diferença de grupos não clínicos e clínicos. Espera-se que os indicadores de ajuste dos modelos trifatorial do EDRC e tetrafatorial do GPMC sejam satisfatórios e que os fatores tenham níveis de fidedignidade α 0,60.

 

Método

Participantes

Este estudo contou com 583 participantes de grupos não clínicos, sendo composto por 71 adolescentes (12,17%) e 512 estudantes universitários (87,82%), com idades entre 14 e 51 anos (M = 22,33; DP = 5,63). A amostra de adolescentes foi constituída por 26 meninos (36,6%) e 45 meninas (63,4%). Na amostra adulta, também prevaleceu pessoas do sexo feminino, representando 51% dos respondentes. Para o cálculo amostral foi usada a variância da pontuação total do EDRC obtida por um estudo piloto nas populações-alvos, considerado como a principal variável do estudo. A seleção da amostra foi realizada segundo o método de alocação proporcional ao número de alunos por curso universitário/turma de ensino médio.

Já a amostra clínica foi composta por 81 participantes, com idades variando de 15 a 51 anos (M = 28,68; DP = 8,05). Os participantes dessa subamostra foram indicados por psicólogos que os atendiam na clínica escola de Psicologia de uma universidade pública e por indicações dos próprios participantes pelo método não probabilístico de amostragem bola de neve, por meio da qual os psicólogos e indivíduos convidam novos participantes da sua rede de amigos e conhecidos. Além disso, localizou-se participantes em grupos de apoio on-line para pessoas com TA. Nesses casos, a presença de transtorno alimentar foi autorreferida. Os respondentes foram, predominantemente, do sexo feminino e solteiros, representando, respectivamente, 88,9% e 51,9% da amostra. Em relação a religião, 39,5% se consideraram católicos e com renda entre 1 e 3 salários mínimos (35,8%). Utilizou-se o cálculo do tamanho da amostra para estimação de médias com população de tamanho desconhecido, baseado na Amostragem Aleatória Simples (AAS).

Instrumentos

EDI-3. Constituído por 91 itens organizados em 12 escalas e avaliado em um sistema de pontuação de 0 a 4 pontos (variando de "sempre" até "nunca"), que são somados para a pontuação total. Produz seis componentes, sendo dois componentes gerais (EDRC e GPMC) e quatro componentes que são construtos psicológicos integrativos (IC, IPC, APC e OC), estes altamente relevantes, mas não específicos aos TA. As escalas e seus componentes podem ser visualizados na Tabela 1.

Questionário Sociodemográfico. Composto por perguntas referentes às características específicas dos participantes, a saber: sexo, idade, estado civil, escolaridade, uso ou não de medicamento controlado/psicotrópico e acompanhamento ou não de atendimento psicológico e psiquiátrico.

 

Procedimentos

Tradução e Adaptação

Inicialmente foi realizada a tradução e adaptação dos itens do EDI-3. Dois tradutores foram contatados para a realização da tradução seguindo recomendações de Borsa et al. (2012). O primeiro professor de língua inglesa tinha conhecimento em relação aos TA, já o segundo possuía larga experiência com a língua inglesa, porém não familiarizado com a temática.

Análise Semântica

Realizou-se a tradução dos itens do inventário e análise semântica. Nessa etapa, foi utilizada uma parcela da amostra pretendida para se averiguar a validade aparente dos itens (Pasquali, 2010). Essa etapa contou com 16 adolescentes com idades entre 14 e 15 anos, de uma escola estadual do município de João Pessoa, Paraíba. Como resultado, obteve-se a modificação de palavras em sete itens. Também participaram três graduandos de Psicologia no último ano de curso de uma universidade pública. Como resultado, houve modificações de três itens. Ao total, 10 itens foram alterados com a análise semântica.

Coleta de Dados

A aplicação dos instrumentos ocorreu com a autorização de instituições (coordenações dos cursos e clínica escola de Psicologia de uma universidade, escola pública de João Pessoa e grupos de apoio a pessoas com TA) que viabilizaram o contato com as três amostras pretendidas no estudo. A partir da aprovação do Comitê de Ética (CAAE: 67184817.0.0000.5188) a participação dos respondentes ocorreu após concordância com o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE) direcionado aos adultos e aos pais dos adolescentes e o Termo de Assentimento, fornecido aos adolescentes. A coleta de dados com universitários e adolescentes ocorreu de forma presencial em ambiente coletivo de sala de aula. Já a coleta com o grupo clínico ocorreu de forma presencial (na clínica escola) ou on-line (no caso de pessoas localizadas nos grupos de apoio a pessoas com TA), por meio da plataforma Google Docs. Também foi assegurado aos participantes que a pesquisa envolvia riscos mínimos à sua saúde e integridade física e mental.

 

Análise de Dados

Foram realizadas análises fatoriais confirmatórias utilizando o programa AMOS 21.0 por meio do estimador ML (Maximum Likelihood). A adequação de ajuste do modelo aos dados empíricos foi avaliada com os seguintes indicadores: Razão Qui-Quadrado/graus de Liberdade (x2/gl), adequado quando a razão for inferior a 1,96 (Ullman, 2007); Goodness-of-Fit Index (GFI) e Adjusted Goodness-of-Fit Index (AGFI), Comparative Fit Index (CFI) e Tucker Lewis Index (TLI), sendo considerados ideais os valores iguais ou superiores a 0,90 (Byrne, 2009; Hair et al., 2009); Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), valores ideais abaixo de 0,10; Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA) levando em consideração o intervalo de confiança de 90% (IC90%), cujos valores inferiores a 0,05 indicam um bom ajuste (Byrne, 2009). A confiabilidade de cada escala e componente foi avaliada por meio do coeficiente alfa de Cronbach (α). Para obter evidências de validade de critério, comparou-se os escores dos componentes entre as amostras não clínica e clínica por meio do teste t para amostras independentes.

 

Resultados

Com objetivo de testar as hipóteses de estrutura trifatorial do EDRC e tetrafatorial do GPMC foram realizadas duas análises fatoriais confirmatórias para cada componente do EDI-3. Os resultados dos indicadores de ajuste para a amostra como um todo e para as subamostras são sumarizados na Tabela 2.

As estatísticas para ajuste dos modelos se apresentaram adequadas em todos os índices e para todas as amostras. No modelo trifatorial do EDRC (Figura 1), os pesos fatoriais (lambdas - λ) foram estatisticamente diferentes de zero (0; t > 1,96, p < 0,001). A Figura 1, que foi formada a partir dos dados da amostra como um todo (adultos, adolescentes e clínicos) mostra a distribuição dos itens pelas escalas, bem como as cargas fatoriais. O item 1 apresentou carga fatorial (λ) muito baixa (0,13). Todos os outros itens apresentaram cargas fatoriais com amplitude variando entre 0,35 a 0,81. Já as correlações brutas entre os traços latentes foram estatisticamente significativas (p < 0,05) com r = 0,79 para DT e B; r = 0,78 para DT e BD; e r = 0,64 para B e BD.

O modelo tetraforial do GPMC apresenta uma estrutura com os componentes IC, IPC, APC e OC e a escala MF (Figura 2). Como resultado, obtiveram-se bons indicadores de ajuste para a amostra geral: x2/gl = 1,92; GFI = 0,95; AGFI = 0,95; CFI = 0,93; TLI = 0,92; SRMR = 0,06; RMSEA = 0,047 (IC90% = 0,045-0,049). O modelo apresentou cargas fatoriais melhores para todas as escalas, variando entre 0,52 e 0,95. No que se refere aos pesos fatoriais (lambdas - λ), estes foram estatisticamente diferentes de zero (0; t > 1,96, p < 0,001).

 

 

O ajuste do modelo tetrafatorial do GPMC para cada amostra utilizada apresentou índices GFI e AGFI um pouco abaixo do valor considerado ideal, porém ainda assim são considerados aceitáveis, visto que são valores muito próximos a 0,90 (Hair et al., 2009). As correlações entre os subcomponentes variaram entre 0,57 e 0,85.

Consistência Interna

A consistência interna avaliada pelo alfa de Cronbach, para todas as amostras em conjunto, mostrou que o componente EDRC obteve α = 0,93. A fidedignidade do EDRC entre as amostras variou de 0,89 a 0,93. O fator DT apresentou valor igual a 0,87. O fator B foi de 0,87 e o fator BD de 0,86. A Tabela 3 apresenta os valores dos alfas para cada amostra separadamente.

O GPMC apresentou alfa geral igual a 0,90 e entre as amostras variando entre 0,87 a 0,91. A maioria das escalas desse componente apresentaram alfas satisfatórios de modo geral e entre as amostras. Apenas a escala IA apresentou consistência interna geral abaixo do esperado (α = 0,55), variando entre as amostras de 0,36 a 0,57, conforme apresentado na Tabela 3.

Comparação de Grupos

Os escores do EDI-3 foram comparados entre os grupos não clínico e grupo clínico. Devido a diferença entre o número dos participantes entre as amostras, foi realizado um sorteio aleatório simples de 81 participantes de cada grupo, equilibrando-as. Por conseguinte, resultados de testes t independentes apresentaram que o grupo clínico obteve média maior no componente EDRC (M = 68,23; DP = 23,60) quando comprado ao grupo não clínico (M = 26,90; DP = 17,82) [t (160) = -13,26; p < 0,001]. Além disso, constatou-se que o grupo clínico obteve média maior no GPMC (M = 136,38; DP = 44,59) quando comparado ao grupo não clínico (M = 86,47; DP = 31,16) [t (160) = -49,91; p < 0,001]. A partir de tais resultados, demonstra-se que o EDI-3 apresenta evidências de validade critério, visto que foi capaz de diferenciar os grupos clínico e não clínico.

 

Discussão

O objetivo deste estudo foi obter evidências iniciais de validade do Inventário de Desordem Alimentar (EDI-3) em brasileiros, especificamente em três amostras distintas (adultos universitários, adolescentes e amostra clínica). Para isso, foi avaliada a estrutura fatorial do inventário a partir de análises fatoriais confirmatórias, análises da consistência interna e comparações de grupo, visando obter evidências de validade baseadas na estrutura interna, fidedignidade e validade de critério, respectivamente.

Os resultados foram apresentados separadamente para cada componente: EDRC e GPMC. Por meio da AFC, evidencia-se que o EDRC apresentou bons indicadores de ajuste para estrutura trifatorial (DT, B e BD) em ambas as amostras. Tais resultados corroboraram com estudos de García-Grau et al. (2010) e Lehmann et al. (2013), que também apresentaram índices de ajustes satisfatórios para esse componente. Em relação à baixa carga fatorial do item 1, resultado semelhante foi encontrado no estudo de validação do EDI-1 na população chinesa por Lee et al. (1997). Nesse estudo, os autores justificaram que um possível motivo para essa falha na carga fatorial foi a tradução do item. O item traduzido pode acarretar uma confusão visto que é capaz de trazer uma dupla declaração negativa (item 1. Como doces e carboidratos sem me sentir nervoso(a)). Lee et al. (1997) e Tseng et al. (2014) sugerem que a inversão das palavras pode evitar tal dificuldade; o item ficaria: "Sinto-me nervoso quando como doces e carboidratos". Em alguns estudos de validação do EDI-3, o item 1 foi desconsiderado devido as baixas cargas fatoriais (García-grau et al., 2010; Tseng et al., 2014).

Em relação ao GPMC, o modelo com quatro fatores apresentou bons indicadores de ajuste para duas das amostras, com exceção da de adolescentes, cujos valores de CFI e AGFI foram abaixo do recomendado (0,90). Nos estudos de Garner (2004), García-Grau et al. (2010) e Tseng et al. (2014), a escala possuiu uma boa evidência de validade para todas as amostras estudadas. Nos achados de Garner (2004), as cargas fatoriais para a amostra de adolescentes clínicos foram bem parecidas com as encontradas neste estudo. Elas variaram 0,62 a 0,96. Já entre os traços latentes, as correlações variaram de 0,75 a 0,94.

A consistência interna foi avaliada separadamente para cada componente e subescala. O EDRC e GPMC apresentaram valores satisfatórios de 0,93 e 0,90, respectivamente, para as amostras de modo geral. As escalas do EDRC ofereceram alfas satisfatórios para todas as amostras (superiores a 0,80). No estudo de Garner (2004), a fidedignidade do EDRC variou de 0,90 a 0,97 entre as amostras clínicas, já nas não clínicas houve uma variação entre 0,80 a 0,90. Garner (2004) percebeu que a escala B obteve uma menor estimativa de fidedignidade na amostra clínica, corroborando com o achado do presente estudo. Isso pode ter ocorrido pelo fato da escala B ser muito específica para um grupo de transtorno alimentar, pessoas que comem compulsivamente e, em seguida, induzem o vômito, como também pelo tamanho da amostra ser pequeno.

A maior parte das escalas do GPMC apresentou alfas de Cronbach adequados para as amostras de modo geral (0,71 a 0,86). Entretanto, algumas escalas, tais como IA, P e A, tiveram valores abaixo de 0,70 (0,55 a 0,67), sobretudo para amostra de adolescentes, que podem ser esperados quando se trata de construtos psicológicos (Kline, 2013). No estudo de Garner (2004), a escala IA também obteve um menor alfa para a amostra de adultos clínicos apresentando alfa igual a 0,69. Já para a escala A, o menor alfa foi de 0,64 também para a amostra de adultos clínicos. Isso provavelmente aconteceu devido à diferença nas características da amostra e também nas diferenças dos dados (Schoemaker et al., 1994).

A respeito da avaliação de evidências de validade baseada em critérios externos, comparou-se os escores entre grupo clínico e grupo não clínico e se obteve diferenças significativas. O grupo especificado como clínico apresentou níveis significativamente mais altos de risco para transtorno alimentar (EDRC) e risco para desajustamento psicológico geral (GPMC). Tal resultado apresentou indícios de validade de critério e mostrou a capacidade do instrumento de diferenciar pessoas sem e com o transtorno. Entretanto, como essa é uma medida psicológica bastante utilizada, sugere-se que outras pesquisas sejam realizadas buscando identificar outras evidências de validade.

De modo geral, o presente estudo obteve evidências satisfatórias acerca da validade do EDI-3. Tais evidências iniciais são de grande importância dada a possibilidade de utilização do inventário para rastreio de sintomas de TA nas populações estudadas. Além disso, o estudo apresentou um diferencial para a pesquisa na área, visto que viabiliza uma escala que detecta traços, ou seja, um inventário para rastreio de sintomas dos TA.

Apesar dos resultados iniciais obtidos, algumas limitações indicam que há necessidade de continuar analisando as propriedades psicométricas do instrumento. Primeiramente, uma grande limitação foi a dificuldade do estudo em encontrar pessoas diagnosticadas com transtorno alimentar para constituir a amostra clínica. Em segundo lugar, a população adulta estudada foi constituída de universitários da região nordeste, especialmente residentes do estado da Paraíba. Para direcionamentos futuros, necessita-se que o EDI-3 seja investigado em diferentes amostras provenientes de outras regiões brasileiras. Ainda, são necessárias investigações complementares acerca da validade de construto, tais como validade convergente-discriminante, validade preditiva e invariância fatorial. Também se sugere a análise cuidadosa da qualidade dos itens por meio da Teoria de Resposta ao Item como uma alternativa de filtrar os itens mais discriminativos e de diferentes níveis de dificuldade para o contexto brasileiro. Além disso, a técnica estatística poderá avaliar o funcionamento diferencial dos itens com base em vieses de grupos (Andrade et al., 2010).

Diante dos resultados apresentados, almeja-se que essa medida possa ser apta para o uso em pesquisas posteriores com estudantes universitários e adolescentes, a fim de investigar possíveis preditores e modelos explicativos dos construtos avaliados pelos componentes gerais e subescalas. A longo prazo, espera-se que o instrumento possa ser aplicado em contexto da avaliação clínica. Confia-se que o presente estudo possa subsidiar futuras investigações para maiores informações a respeito dos TA no país.

 

Agradecimentos

Não há menções.

Financiamento

A presente pesquisa não recebeu nenhuma fonte de financiamento sendo custeada com recursos dos próprios autores

Contribuições dos autores

Declaramos que os autores participaram de todas as etapas do manuscrito, a saber: concepção da pesquisa, investigação, análise de dados, redação e revisão final do manuscrito

Disponibilidade dos dados e materiais

Todos os dados e sintaxes gerados e analisados durante esta pesquisa serão tratados com total sigilo devido às exigências do Comitê de Ética em Pesquisa em Seres Humanos. Porém, o conjunto de dados e sintaxes que apoiam as conclusões deste artigo estão disponíveis mediante razoável solicitação ao autor principal do estudo

Conflito de interesses

Os autores declaram que não há conflitos de interesses

 

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Endereço para correspondência:
Kaline da Silva Lima
Paulino dos Santos Coelho, nº 237, Apt 204 Jardim Cidade Universitária.
João Pessoa-PB, Brasil. CEP: 58052570
E-mail: kaline.s.lima@hotmail.com

Recebido em fevereiro de 2020
Aceito em outubro de 2020

 

 

Artigo derivado da dissertação de mestrado da Juliana Maria Vieira Tenório com orientação de Josemberg Moura de Andrade e Hemilio Fernandes Campos Coelho, defendida em 2018 no programa de pós-graduação Modelos de Decisão e Saúde da Universidade Federal da Paraíba.
Os autores agradecem o apoio financeiro à Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES).
Sobre os autores
Juliana Maria Vieira Tenório é psicóloga (UFPB), mestre em Modelos de Decisão e Saúde (UFPB).
Kaline da Silva Lima é psicóloga (UFPB), mestre em Modelos de Decisão e Saúde (UFPB) e doutoranda em Psicologia Social (UFPB).
Josemberg Moura de Andrade é psicólogo (UFPB), Mestre e Doutor em Psicologia Social e do Trabalho na área de Avaliação e Medida (UnB). Atualmente é professor Associado II do Departamento de Psicologia Social e do Trabalho e do Programa de Pós-Graduação em Psicologia Social, do Trabalho e das Organizações (UnB).
Hemilio Fernandes Campos Coelho é estatístico (UFPE), Doutor em Estatística (UFPE). Atualmente é professor do Departamento de estatística (UFPB) e da Pós-graduação em Modelos de Decisão e Saúde (UFPB).
Melyssa Kellyane Cavalcanti Galdino é psicóloga (UNIPÊ), Doutora em Neuropsiquiatria e Ciências do Comportamento (UFPE). Atualmente é professora do Departamento de Psicologia da UFPB e do Programa de Pós-graduação em Neurociências Cognitiva e Comportamento da UFPB.

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