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O Transtorno de Déficit de Atenção e Hiperatividade (TDAH) tem se mostrado como um dos transtornos psiquiátricos mais recorrentes entre as crianças e adolescentes. Devido à familiaridade de características do TDAH com outros transtornos próprios da infância, por vezes, torna-se desafiador o estabelecimento de diagnóstico preciso (Cotuono, 1993; Platzman et al., 1992). A prevalência mundial de TDAH é estimada em crianças e adolescentes de 2% a 7%, com uma média em torno de 5% (Polanczyk, Willcutt, Salum, Kieling, & Rohde, 2014; Sayal, Prasad, Daley, Ford, & Coghill, 2018). Recente meta-análise (Salari et al., 2023) identificou em 53 estudos que a prevalência de TDAH em crianças (3 a 12 anos) foi de 7,6% (CI 95%: 6,1-9,4%) (N=96.904). Neste mesmo estudo, a prevalência do transtorno em adolescentes (12 a 18 anos) foi de 5,6% (CI 95%: 4-7,8%).
O TDAH está associado a prejuízos funcionais importantes, tanto na infância e adolescência (Silverstein et al., 2020), quanto na vida adulta (Holst & Thorell, 2020). Entre os diversos prejuízos funcionais, notavelmente, o TDAH está associado significativos prejuízos acadêmicos (DuPaul & Langberg, 2015). As três principais características do TDAH são flutuações em processos atencionais, hiperatividade e impulsividade, podendo variar em graus (American Psychiatric Association, 2023) e heterogeneidade na apresentação clínica (Luo et al., 2019). Recentemente, a desregulação emocional tem sido proposta como um quarto sintoma central do TDAH (SolerGutiérrez et al., 2023).
Além disso, o TDAH pode apresentar comorbidade com os Transtorno Específico da Aprendizagem, e, por este motivo, a quinta edição do Manual Diagnóstico e Estatístico de Transtornos Mentais (American Psychiatric Association, 2023) esclareceu e aperfeiçoou a diferença entre o Transtorno Específico da Aprendizagem e o TDAH. Por exemplo, a comorbidade de TDAH com dislexia apresenta prevalência entre 25% a 48% (Pham & Riviere, 2015), e representa um complexo problema para a aprendizagem. Rebelo (1998) destacou que o TDAH pode estar associado à discalculia. A dislexia e a discalculia são apenas dois exemplos de comorbidades de Transtorno Específico da Aprendizagem que podem estar presente em crianças com TDAH, e, devido a esta associação, é possível que essas crianças e adolescentes apresentem maiores dificuldades no processo de ensino-aprendizagem (Barbaresi, Katusic, Colligan, Weaver, & Jacobsen, 2007). Diante desse contexto, há décadas sugere-se que o diagnóstico de TDAH seja estabelecido a partir de equipes multidisciplinares, incluindo o professor (August, Ostrander, & Bloomquist, 1992; Barkley, 1990; Cotuono, 1993).
Segundo Pelham, Gnagy, Greenslade e Milich (1992), o professor é uma das fontes de informação valiosa, que pode contribuir para um diagnóstico mais preciso de TDAH, devido à sua exposição diária a crianças, em uma variedade de circunstâncias clinicamente relevantes e ecologicamente válidas. Reconhecida a importância do papel do professor, no que diz respeito ao diagnóstico, surge outra questão: o professor possui ou não os conhecimentos necessários para compor uma equipe multidisciplinar, com o objetivo de auxiliar no diagnóstico de crianças com TDAH? Objetivando avaliar o nível de conhecimento dos professores sobre o TDAH, Sciutto e Terjesen (1994) divulgaram os dados preliminares e, posteriormente, publicaram os dados das propriedades psicométricas e a versão final da Knowledge of Attention Deficit Disorders Scale (KADDS) (Sciutto, Terjesen, & Frank, 2000). Originalmente com 36 itens, e em sua versão final, com 39 itens, a KADDS é composta por três subescalas: características gerais, sintomas/diagnóstico e tratamento. A KADDS apresenta três opções de resposta (Verdadeiro; Falso; Não Sei), evitando a possibilidade de “falsas correspondências” (Fernández, Mínguez, & Casas, 2007; Sciutto, Terjesen & Frank, 2000).
No estudo realizado por Sciutto, Terjesen & Frank (2000), a KADDS apresentou medidas internas consistentes. Cada uma das subescalas apresentou alta correlação com a pontuação total da KADDS (faixa de r 5.85 a r 5.91), e houve elevada intercorrelação entre as três subescalas KADDS (variação de r 5.63 a r 5.69). Os resultados encontrados sugerem que o conhecimento dos professores em uma área possui a tendência de estar diretamente relacionado ao seu conhecimento nas outras áreas. Ainda de acordo com Sciutto et al. (2000) a consistência interna, avaliada pelo alpha de Cronbach, para a escala total foi =.86, e para as subescalas foram identificados os seguintes valores: características gerais =.71, sintomas/diagnóstico =.71 e tratamento =.71.
A versão da KADDS foi adaptada e traduzida para alguns países, incluído a África do Sul (Perold, Louw & Kleynhans, 2010), Arábia Saudita (Al-Moghamsi & Aljohani, 2018), Colômbia (Padilla, Cuartas, Henao, Arroyo, & Flórez, 2018), Espanha (Fernández, Minguez & Casas, 2007; Jarque & Tárraga, 2009; López-López, López-Lafuente, Eirís-Puñal, Mulas, & Cardo, 2018; Soroa, Balluerka, & Gorostiaga, 2014), Etiópia (Woyessa, Tharmalingadevar, Upashe, & Diriba, 2019), Holanda (Gaastra, Groen, Fuermaier, Tucha & Tucha, 2015), Índia (Chhasatia & Kataria, 2015). Um estudo também foi conduzido por Sciutto et al. (2016), em nove países distintos (África do Sul, Alemanha, Arábia Saudita, Estados Unidos, Grécia, Iraque, República da Coreia, República Tcheca e Vietnã). Alguns estudos investigaram a consistência interna da pontuação total da KADDS, e os resultados encontrados mostraram uma variação entre .82 a .89 (Herbert, Crittenden, & Dalrymple, 2004; Sciutto, Terjesen & Frank, 2000; Sciutto & Terjesen, 2004). Estudos com versões traduzidas da KADDS encontraram índices satisfatórios de consistência interna, incluindo versões adaptadas para a Espanha (α>.80; Fernández, Minguez & Casas, 2007), África do Sul (α>.81; Perold, et al., 2010). O estudo de Sciutto et al. (2016) apontou que, em seis dos países avaliados, o alpha de Cronbach foi igual ou superior a .70 para o conhecimento total da escala: África do Sul (α>.84), República Tcheca (α>.84), Vietnã (α>.75), República da Coreia (α>.74), Estados Unidos (α>.74) e Grécia (α>.70).
Reconhecendo o papel que o professor pode desempenhar em uma equipe multidisciplinar, visando um diagnóstico precoce e preciso de TDAH, ou mesmo para lidar com situações de ensino de crianças com o transtorno, desde que possuam os conhecimentos necessários para isso, foi realizada a adaptação transcultural da KADDS para o português brasileiro: Knowledge of Attention Deficit Disorders Scale - Brazil (KADDS-Br) (da Silva & Kristensen, 2021). A adaptação transcultural e validação da KADDS-Br ocorreu em seis etapas, conforme o padrão sugerido por Borsa et al. (2012), em consonância com os três passos para adaptação transcultural de instrumentos, recomendados por Cassepp-Borges et al. (2010). As seis etapas foram distribuídas da seguinte forma: 1. tradução, 2. avaliação do comitê de especialistas, 3. revisão realizada por especialistas em linguística, 4. pré-teste na população-alvo, 5. retrotradução, e 6. avaliação dos autores do instrumento original. Após duas revisões, a média do Coeficiente de Validade de Conteúdo CVC=.92 e todos os itens da KADDS-Br obtiveram escores >.8 (Hernández-Nieto, 2002). O resultado do Kappa Fleiss foi de .84. Após isso, a versão final foi testada numa amostra de 32 professores graduados em diversas áreas do conhecimento e todos os itens ficaram acima da linha de corte.
O presente estudo dá prosseguimento ao processo de adaptação, buscando verificar propriedades de consistência interna e validade de construto da KADDS-Br, em uma amostra de 202 professores das escolas públicas de Rondônia.
Método
Participantes
Participaram do estudo 202 professores, de 17 municípios e 1 distrito (Extrema de Rondônia), do Estado de Rondônia, sendo 148 (73,3%) do sexo feminino. Conforme legislação vigente, 100% dos professores respondentes da KADDS-Br completaram o ensino superior, com cursos de graduação em 11 disciplinas diferentes.
Instrumento
A KADDS-Br, em sua versão com 39 itens, foi empregada neste estudo. Este instrumento possui três subescalas, a saber: 16 itens referentes a características associadas ao TDAH (isto é, conhecimento geral sobre causas e prognósticos), 9 itens sobre sintomas/diagnóstico, e 14 itens sobre tratamento. A instrução da KADDS-Br, dada aos participantes, é a seguinte: “Por favor, responda às seguintes perguntas sobre o Transtorno de Déficit de Atenção e Hiperatividade (TDAH). Se você não tiver certeza de uma resposta, responda Não Sei (NS), não tente adivinhar uma resposta”. Para cada pergunta, o participante deve optar entre uma das seguintes respostas: Verdadeiro; Falso; ou Não Sei.
Procedimentos
Os procedimentos gerais de adaptação transcultural (Beaton, Bombardier, Guillemin & Ferraz, 2000; Borsa, Damásio, & Bandeira, 2012; Cassepp-Borges, Balbinotti, & Teodoro, 2010) da KADDS-Br foram realizados, e estão descritos em publicação anterior (da Silva & Kristensen, 2021). Após aprovação pelo Comitê de Ética em Pesquisa, sob o Certificado de Apresentação para Apreciação Ética de número 88504618.5.0000.5336, iniciou-se a aplicação da KADDS-Br com os professores das escolas públicas de Rondônia. Os participantes foram selecionados a partir da análise de distribuição organizacional do Estado. Delimitou-se, como lócus da pesquisa, 1 (uma) escola por Coordenadoria Regional de Educação (CRE). Para cada CRE, foram tabulados todos os municípios de sua jurisdição e todas as escolas, a seleção do município se deu pelo Índice de Desenvolvimento Humano - (IDH), semelhante à média brasileira e, para cada estrato, a ideia foi selecionar uma amostra aleatória simples (uma escola), considerando o Indicador de Nível Socioeconômico por Escola (INSE).
Análise de Dados
Foram conduzidas análises fatoriais confirmatórias, por meio do pacote lavaan (Rosseel, 2012), do ambiente estatístico R. Por conta da estrutura dicotômica das respostas, foi utilizado o método de estimação Diagonally Weighted Least Squares (DWLS) robusto, com correlações policóricas. Foram avaliados os índices de ajuste Tucker-Lewis Index (TLI≥.95) e Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA ≤ .06; Li, 2016). Itens com carga fatorial abaixo de 0,30 foram excluídos, e o modelos reestimados, após nova especificação. Um teste de diferença de qui-quadrado foi conduzido, para comparação entre os modelos de um e três fatores. As medidas de fidedignidade foram estimadas, por meio dos índices alpha de Cronbach e ômega de McDonald, ambos com valores esperados acima de .7 (Landis & Koch, 1977).
Resultados
A partir das matrizes de correlações item-total/subescalas, foi realizada a Análise Fatorial Confirmatória. Em uma primeira análise, constatou-se que 6 itens, sendo 2 itens da subescala características gerais e 4 itens da subescala sintomas/diagnóstico, apresentaram carga fatorial <.3. A Tabela 1 apresenta os itens com valor de r<.3.
Tabela 1 Itens com Carga Fatorial Abaixo de .30 Excluídos para o Modelo Ser Reestimado
| Subescala | Itens | Conteúdo do Item | Std.all |
|---|---|---|---|
| Características | 13 | É possível que um adulto seja diagnosticado com TDAH. | 0.235 |
| Geral | 32 | A maioria das crianças com TDAH evidencia algum grau de desempenho escolar insatisfatório nos anos do ensino fundamental. | 0.262 |
| 3 | Crianças com TDAH são frequentemente distraídas por estímulos externos. | 0.127 | |
| Sintomas/ Diagnóstico | 9 | Crianças com TDAH geralmente não param de se mexer ou se contorcer em seus assentos. | 0.025 |
| 16 | Estudos atuais sobre o TDAH sugerem dois grupos de sintomas: um de desatenção e outro de hiperatividade/impulsividade. | -0.023 | |
| 26 | Crianças com TDAH geralmente têm dificuldade em organizar tarefas e atividades. | 0.092 |
Foi testado o modelo de três fatores versus o modelo de um fator geral, e a comparação de modelos favoreceu aquele de três fatores, que mesmo sendo mais complexo, acabou por gerar menos resíduos do que o modelo de um único fator. Em relação à dimensionalidade da KADDS-Br, os índices de ajuste são apresentados na Tabela 2.
Tabela 2 Índice de Ajuste pelo Método TLI e RMSEA
| Models investigated | Fit indices | Robust |
|---|---|---|
| Test Statistic | 642.742 | |
| Model Test User Model | Degrees of freedom | 492 |
| P-value (Chi-square) | 0.000 | |
| User Model versus Baseline Model | Comparative Fit Index (CFI) | 0.954 |
| Tucker-Lewis Index (TLI) | 0.951 | |
| RMSEA | 0.039 | |
| Root Mean Square Error of Approximation | 90 Percent confidence interval - lower | 0.030 |
| 90 Percent confidence interval - upper | 0.047 | |
| Test of difference between models Pr (>Chisq) | 0.03654 * |
Nota. 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1; RMSEA=Root Mean Square Error of Approximation
Utilizando-se o método de correlação item-total corrigida, foram selecionados itens que mantivessem, no mínimo, uma correlação média (r>.3) com o restante dos itens de sua dimensão. De acordo com esse critério, foram retidos 14 itens da subescala características gerais, 5 itens da subescala sintomas/diagnóstico, e 14 itens da subescala tratamento, totalizando 33 itens. A Tabela 3 apresenta as cargas fatoriais padronizadas dos itens.
Tabela 3 Cargas Fatoriais Padronizadas dos Itens
| Subescalas | Itens | Estimate | Std.Err | z-value | P(>|z|) | Std.lv | Std.all |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 1.000 | 0.821 | 0.821 | ||||
| 4 | 1.030 | 0.094 | 10.963 | 0.000 | 0.845 | 0.845 | |
| 6 | 1.032 | 0.080 | 12.817 | 0.000 | 0.847 | 0.847 | |
| 17 | 0.058 | 0.094 | 9150,00 | 0.000 | 0.704 | 0.704 | |
| 19 | 0.729 | 0.093 | 7.825 | 0.000 | 0.598 | 0.598 | |
| 22 | 0.662 | 0.093 | 7.123 | 0.000 | 0.543 | 0.543 | |
| Características | 24 | 0.697 | 0.093 | 7.462 | 0.000 | 0.572 | 0.572 |
| Geral | 27 | 0.846 | 0.106 | 7.965 | 0.000 | 0.695 | 0.695 |
| 28 | 0.840 | 0.095 | 8.863 | 0.000 | 0.689 | 0.689 | |
| 29 | 0.810 | 0.082 | 9.854 | 0.000 | 0.665 | 0.665 | |
| 30 | 0.846 | 0.103 | 8.220 | 0.000 | 0.695 | 0.695 | |
| 31 | 0.407 | 0.102 | 3.977 | 0.000 | 0.334 | 0.334 | |
| 33 | 0.646 | 0.099 | 6.514 | 0.000 | 0.530 | 0.530 | |
| 39 | 0.819 | 0.098 | 8.387 | 0.000 | 0.672 | 0.672 | |
| 5 | 1.000 | 0.772 | 0.772 | ||||
| Sintomas/ Diagnóstico | 7 11 |
0.560 0.693 |
0.104 0.115 |
5.408 6.048 |
0.000 0.000 |
0.433 0.535 |
0.433 0.535 |
| 14 | 0.536 | 0.119 | 4.524 | 0.000 | 0.414 | 0.414 | |
| 21 | 0.592 | 0.143 | 4.143 | 0.000 | 0.457 | 0.457 | |
| 2 | 1.000 | 0.638 | 0.638 | ||||
| 8 | 1.089 | 0.135 | 8.054 | 0.000 | 0.695 | 0.695 | |
| 10 | 0.523 | 0.168 | 3.114 | 0.002 | 0.334 | 0.334 | |
| 12 | 0.528 | 0.149 | 3.546 | 0.000 | 0.337 | 0.337 | |
| 15 | 1.020 | 0.123 | 8.264 | 0.000 | 0.651 | 0.651 | |
| 18 | 0.924 | 0.138 | 6.707 | 0.000 | 0.590 | 0.590 | |
| Tratamento | 20 | 1.049 | 0.141 | 7.435 | 0.000 | 0.670 | 0.670 |
| 23 | 1.365 | 0.155 | 8.784 | 0.000 | 0.871 | 0.871 | |
| 25 | 1.402 | 0.153 | 9.180 | 0.000 | 0.895 | 0.895 | |
| 34 | 1.111 | 0.148 | 7.519 | 0.000 | 0.709 | 0.709 | |
| 35 | 0.953 | 0.134 | 7.131 | 0.00 | 0.609 | 0.609 | |
| 36 | 0.864 | 0.142 | 6.074 | 0.000 | 0.552 | 0.552 | |
| 37 | 1.272 | 0.154 | 8.244 | 0.000 | 0.812 | 0.812 | |
| 38 | 0.823 | 0.138 | 5.961 | 0.000 | 0.525 | 0.525 | |
Após a exclusão dos itens que apresentaram correlação <.3, a covariância entre as subescalas aumentou e apresentou níveis de cargas fatoriais estandardizadas elevados nas correlações: características gerais-sintomas e diagnósticos (0,959), tratamento-sintomas e diagnóstico (0,932), tratamento-características gerais (0,847).
A Tabela 4 mostra a estatística descritiva e os coeficientes de confiabilidade para a KADDS-Br. No geral, as pontuações de conhecimento total, características gerais, sintomas/diagnóstico e tratamento tiveram consistência interna elevada, com níveis alfa e ômega bem acima do ponto de corte de .70 (Campo-Arias & Oviedo, 2008; Landis & Koch, 1977).
Tabela 4 Estatística Descritiva e Coeficientes de Confiabilidade
| KADDS-Br | Média | Desvio Padrão | Alpha | Ômega | Avevar |
|---|---|---|---|---|---|
| Total | 20,87 | 6,71 | 0,90 | 0,80 | 0,40 |
| Características Geral | 7,76 | 3,92 | 0,91 | 0,81 | 0,45 |
| Sintomas/Diagnóstico | 6,26 | 1,59 | 0,65 | 0,51 | 0,30 |
| Tratamento | 6,85 | 3,69 | 0,90 | 0,70 | 0,42 |
A fim de examinar possíveis diferenças entre os domínios de conhecimento, foi empregada uma ANOVA de medidas repetidas, que demonstrou diferença significativa entre as três subescalas da KADDS-Br, a saber: F(1,89; 380)=23,929, p<.001. Os professores apresentaram uma pontuação maior de acerto na subescala de sintomas/diagnóstico na KADDS-Br, em comparação às subescalas conhecimentos gerais e tratamento. As pontuações obtidas pelos professores nas subescalas conhecimentos gerais e tratamento são muito próximas, com uma diferença de apenas 2,5% a favor da subescala de tratamento.
Discussão
O presente estudo teve como objetivo investigar propriedades psicométricas da versão brasileira da Knowledge of Attention Deficit Disorders Scale - Brazil (KADDS-Br), em uma amostra 202 de professores das escolas públicas de Rondônia, a partir da versão com 39 itens.
Na versão original da KADDS não foram realizados testes de estrutura fatorial (Sciutto, Terjesen & Frank, 2000). De maneira similar, no primeiro estudo de tradução e adaptação do instrumento para a língua espanhola, não foram efetuados testes de estrutura fatorial (Fernández, Minguez & Casas, 2007), e um estudo de revisão mostrou que, até o ano de 2013, não tinham sido realizados testes de estrutura fatorial da KADDS (Soroa, Gorostiaga, & Balluerka, 2013).
Por isso, neste estudo, foi empregado análise fatorial confirmatória por meio do método de correlação item-total corrigida, selecionando os itens que mantivessem, no mínimo, uma correlação média (r>.3). Foi identificado que alguns itens apresentaram carga fatorial <.30.
Alguns fatores podem ter contribuído para uma carga fatorial <.30 para itens teoricamente fáceis de serem associados ao TDAH e a uma subescala específica: o número menor de itens na subescala sintomas/ diagnóstico (Sciutto et al., 2016); outra possibilidade talvez seja a necessidade de se acrescentar à KADDS-Br mais uma subescala ou fator (etiologia), assim como fez Soroa, Balluerka & Gorostiaga (2014). Neste estudo, os autores realizaram a validade convergente do questionário IRA-AGHN, analisando e calculando as correlações entre as dimensões comparáveis com a adaptação espanhola da KADDS (Fernández, Minguez & Casas, 2007); pode ser que diferenças culturais e dificuldade em se atingir a equivalência semântica de alguns itens tenha contribuído para carga fatorial <.30 em itens específicos (Sandoval & Durán, 1998); outro fator que pode ter contribuído é a dificuldade do professor em interpretar os itens da KADDS-Br, pois, segundo Sciutto et al. (2016), a interpretação pode não ser garantida, sendo essa a hipótese mais provável. Não foi possível fazer comparações de estruturas fatoriais da KADDSBr com outros estudos que também se utilizaram da KADDS, visto que estudos anteriores a esse não tiveram esse objetivo.
Mesmo assim, com os ajustes realizados por exclusão de itens que apresentaram problemas, e um modelo reestimado de três fatores versus o modelo de um fator geral, sendo o mais favorável aquele de três fatores, foi possível validar a KADDS-Br, a partir de análises psicométricas de validação.
A KADDS-Br mostrou-se internamente consistente para mensurar o nível de conhecimento dos professores acerca do TDAH, assim como o instrumento original (Sciutto & Terjesen, 1994; Sciutto, et al., 2000), sugerindo que a tradução linguística transcultural, a adaptação da escala, o estilo da redação e o conteúdo dos itens foram importantes nesse processo (Beaton, Bombardier, Guillemin & Ferraz, 2000). Alguns dos índices de confiabilidade da KADDS-Br são, inclusive, superiores àqueles encontrados em estudos anteriores, como de 0,81 (Perold, et al., 2010; Sciutto et al., 2016), que apontaram consistência interna adequada em seis dos nove países, com níveis de alpha Cronbach iguais ou superiores a .70.
A subescala sintomas/diagnóstico, ao mesmo tempo que apresentou o maior percentual de acerto, também foi aquela com menor correlação entre os itens, replicando aquilo que Sciutto et al. (2016) evidenciaram ao analisar o desempenho da KADDS em 9 países. Segundo os autores, é provável que o menor número de itens nessa subescala tenha contribuído para uma menor correlação (Sciutto et al., 2016). Outra razão para a consistência interna mediana na subescala sintomas/diagnóstico é o fato de a equivalência entre países provavelmente ser diferente em suas dimensões avaliadas, mas diferentemente da pesquisa conduzida por Sciutto et al. (2016), no caso do Brasil, essa diferença em equivalência não caiu abaixo das diretrizes gerais recomendadas para análise fatorial (Tabachnick & Fidell, 2012). Outro aspecto positivo em nossa pesquisa é que o alpha de Cronbach para a subescala sintomas/diagnóstico foi de 0,65, sendo possível, então, proceder com a análise para pontuações da KADDS-Br, em sua totalidade e nas três subescalas que a compõe.
Duas limitações referentes à amostra são evidentes neste estudo. Primeiro em relação ao tamanho da amostra, estudos futuros são necessários com amostras maiores, considerando que em nosso estudo a amostra foi composta por 202 professores que responderam os 39 itens que compõem a KADDS-Br. Uma segunda limitação está relacionada a questão geográfica, visto que o estudo se limitou apenas ao estado de Rondônia, mas, o Brasil possui 26 estados e mais o Distrito Federal. Estudos futuros devem incluir amostras mais representativas, com professores de diferentes regiões do país, docentes que atuem na rede privada de ensino, e professores emergenciais, bem como aqueles que ainda não concluíram a graduação, mas já atuam nas redes estaduais e municipais como docentes.
Apesar das limitações apresentadas, os achados deste estudo sugerem que as propriedades psicométricas da Scale KADDS-Br apresentam índices adequados de validade e confiabilidade, comprovados por testes de análise de consistência interna e análise fatorial. Além disso, a KADDS-Br no estudo de da Silva & Kristensen (2021) já havia passado por um processo de adaptação transcultural e validação em seis etapas, igualmente alcançando níveis aceitáveis como preconiza a literatura. Portanto, a KADDS-Br é um instrumento que está apto a ser usado para avaliar o nível de conhecimentos dos professores brasileiros, incluindo os do Ensino Fundamental I e II, Ensino Médio e Superior, visto que, suas propriedades psicométricas são consistentes e confiáveis.
