Confiabilidade das aferições de estudo sobre violência familiar e desnutrição severa na infância*

Measurement reliability in a study on family violence and severe acute malnutrition

 

Maria Helena Hasselmann, Claudia S. Lopes e Michael E. Reichenheim
Departamento de Nutrição Social do Instituto de Nutrição da Universidade do Estado do Rio de Janeiro (UERJ).Rio de Janeiro, RJ - Brasil (M.H.H.), Departamento de Epidemiologia do Instituto de Medicina Social da UERJ. Rio de Janeiro,RJ - Brasil (C.S.L., M.E.R.)

 

 

 

 

INTRODUÇÃO

O presente estudo reflete a preocupação de avaliar a qualidade das mensurações em investigações epidemiológicas. Avaliações formais da qualidade das aferições, embora essenciais, raramente são conduzidas de forma explícita. Mesmo que um instrumento já tenha sido validado previamente e esteja bem estabelecido no âmbito de um programa de investigação, há a necessidade de um escrutínio do processo de aferição toda vez que este é utilizado num novo contexto. Ao contrário da validade que, uma vez estudada, passa a ser considerada uma propriedade imanente do instrumento, a confiabilidade diz respeito ao processo de aferição específico de um estudo. Pelo seu caráter particular, a confiabilidade necessita ser investigada continuamente e seus resultados são intransferíveis^27,35.

Os conceitos de estabilidade e equivalência são importantes ao se abordar a qualidade de informações em investigações epidemiológicas. Ambos estão atrelados à questão da reproducibilidade das aferições e, conseqüentemente, à confiabilidade da informação. A estabilidade é a capacidade do instrumento produzir os mesmos resultados em diferentes momentos^2,11. A equivalência é a capacidade de um mesmo instrumento medir uma certa característica quando aplicado concorrentemente por diferentes observadores^2,11,36.

O presente estudo insere-se no bojo de um programa de investigação sobre violência familiar e desnutrição aguda severa²⁶. Um dos projetos específicos do programa concerne um estudo de caso-controle que postula a violência no nível da família como fator de risco no processo de desnutrição severa aguda na criança²⁵. Além dos eventos desnutrição e violência, o modelo teórico subjacente contempla, entre outros corolários, o alcoolismo e uso de drogas. Por se tratar de eventos de difícil apreensão, decidiu-se aprofundar estes 4 componentes do instrumento de aferição do estudo de fundo, estudando-se a confiabilidade do processo de mensuração sob a perspectiva da estabilidade e equivalência. A seguir, são apresentados os componentes em questão e os procedimentos relativos à replicação.

 

MÉTODO

Componentes Replicados

As Escalas sobre Táticas de Conflitos (Conflict Tactics Scales - CTS) foram desenvolvidas por Straus³¹ objetivando mensurar as estratégias utilizadas pelos membros da família para resolver possíveis conflitos e, indiretamente, captar um estado de violência no domicílio. Com o intuito de "mapear" os níveis de conflito, o instrumento identifica quatro diferentes táticas: (a) de argumentação que consiste no uso de discussão racional; (b) de agressão verbal quando um indivíduo apela para insultos e ameaças com a intenção de, simbolicamente, machucar e agredir o outro; (c) de violência física não abusiva quando o uso de força física é explícita mas de intensidade moderada, possivelmente sem chegar a danos corporais severos; e (d) de violência física abusiva na forma de espancamentos ou atentados podendo levar a danos corporais severos. As CTS têm sido estudadas desde a sua concepção. Vários estudos apontam para uma baixa taxa de recusa³²; indicam uma boa confiabilidade, principalmente para as escalas de violência física^3,31; e mostram uma validade de tipo concorrente^17,32,34, de constructo^3,32,33 e de conteúdo^31-33.

O instrumento CAGE (Cut-down; Annoyed; Guilty & Eye-opener) é usado para indicar suspeição de alcoolismo. O CAGE é o mais simples dos instrumentos que se baseiam em diagnósticos dicótomos (presença/ausência de alcoolismo). Seu desenvolvimento e uso clínico foram apresentados e descritos por Ewing¹² na Conferência Internacional sobre Alcoolismo, em 1970. O instrumento consiste de quatro questões inseridas de forma intermitente no instrumento de coleta. Não se encontrou evidências na literatura sobre a confiabilidade do CAGE em investigações realizadas no Brasil. Quanto à validade, no entanto, existem estudos realizados no País e no exterior. Mayfield e col.²³ mostraram que o instrumento possui validade concorrente (f=0,89). Em um estudo realizado em São Paulo, Masur e Monteiro²² mostraram uma sensibilidade e especificidade de 0,88 e 0,83, respectivamente. Ambos estudos definiam um CAGE positivo quando pelo menos dois itens eram positivos.

Desenvolvido por um grupo de especialistas e testados em várias localidades, o Questionário sobre o Uso de Drogas em Não Estudantes (Non-student Drugs Use Questionnaire - NSDUQ) é utilizado para captar o uso de drogas^23,30. Estudos teste-reteste aninhados numa investigação patrocinada pela OMS relatam uma boa confiabilidade³⁰. Na Índia foram replicadas 36 aferições e o escore agregando todos os tipos de drogas mostrou concordância quase completa (r=0,97). Resultado similar foi encontrado no Canadá (r=0,95) no qual foram reavalidas 30 pessoas. No Paquistão, o resultado foi um pouco pior, ainda que aceitável (r=0,78).

Dentre várias medidas antropométricas utilizadas na avaliação do estado nutricional de indivíduos e populações, o peso e a altura são referidas como aquelas mais sensíveis e específicas para apreender o processo de crescimento e desenvolvimento^24,40. As vantagens da utilização de medidas antropométricas na avaliação do estado nutricional decorrem do fato dos procedimentos requeridos no processo serem de simples execução, não invasivos e de baixo custo¹⁴. Ademais, os procedimentos são precisos e acurados, desde que sejam usadas técnicas padronizadas e os antropometristas adequadamente treinados^14,37. No sentido de avaliar a qualidade do treinamento, bem como do processo de aferição, ênfase deve ser dada à medição da altura/comprimento por se tratar do procedimento que oferece maiores dificuldades operacionais, especialmente em infantes e pré-escolares^1,37. Por isso, decidiu-se replicar preferencialmente a medida de altura/comprimento, uma vez que o estudo caso-controle de fundo contempla o uso do índice antropométrico peso-para-altura para indicar desnutrição severa aguda.

Replicação dos Componentes CTS, CAGE e NSDUQ

A estabilidade (confiabilidade intra-observadores) dos componentes CTS, CAGE e NSDUQ foi estudada através da abordagem teste-reteste conduzida por 2 entrevistadores, especialmente treinados, e um dos investigadores principais (MHH). Realizada uma primeira aferição, as respondentes (mães) eram aferidas novamente pelo mesmo observador após um intervalo de 3 dias a 2 semanas. Para a avaliação da equivalência (confiabilidade inter-observadores), MHH acompanhava a primeira entrevista sem dela participar ativamente, registrando em um questionário separado os itens respondidos ao entrevistador.

As primeiras 50 entrevistas do estudo caso-controle de fundo foram replicadas. A divergência dos tamanhos amostrais reportados nos resultados é resultante dos critérios adotados para as respectivas aplicações como, por exemplo, no caso de mães separadas do companheiro há mais de um ano às quais não se aplicou a CTS sobre o relacionamento pai-mãe/mãe-pai e os componentes CAGE e NSDUQ referentes ao companheiro.

Utilizou-se o Kappa (k) como estimador de confiabilidade pela sua adequação para o tipo de dados categóricos encontrados na CTS, CAGE e NSDUQ^4,8,13. Detalhes dos procedimentos estatísticos relativos às estimações encontram-se em anexo. Para efeito de interpretação usou-se a proposta de Coutinho¹⁰, uma adaptação dos critérios sugeridos por Landis e Koch²⁰. Coutinho¹⁰ propõe cinco categorias para as estimativas de confiabilidade: (a) muito ruim (<0); (b) ruim (0 a 0,40); (c) regular (0,41 a 0,60); (d) boa (0,61 a 0,74) e (e) excelente (>0,75).

As CTS foram analisadas segundo o tipo de relacionamento familiar e escala tática de conflito. Os tipos de relacionamentos estudados foram (a) pai-criança; (b) mãe-criança; (c) pai-mãe e (d) mãe-pai^32,34. Para efeitos de concisão, optou-se por não detalhar as escalas de argumentação e agressão verbal e apresentar somente as escalas de violência física abusiva e não abusiva, além da violência doméstica total. Quanto à classificação da última, utilizou-se a proposta de Straus³⁴. Uma família foi considerada violenta quando apresentava pelo menos uma resposta positiva nos itens relativos à agressão física^33,39. Tentando refletir um gradiente de gravidade, também se usou uma variável resumo em 3 níveis. Considerou-se violência grave se esta era abusiva; moderada se não abusiva; e não-violência se a tática de resolução de conflito restringia-se apenas a argumentação e agressão verbal.

Conforme recomenda a literatura, o critério de suspeição de alcoolismo através do CAGE é o de duas ou mais respostas positivas^{7,12,19,22,23}.

Segundo a Organização Mundial de Saúde, o instrumento NSDUQ deve conter perguntas sobre as drogas mais utilizadas na população a ser investigada³⁰. No presente estudo escolheu-se avaliar somente o uso de tranqüilizantes com ou sem recomendações médicas, uso de maconha, cocaína, cola de sapateiro e um item sobre outros tipos de drogas eventualmente consumidas. A classificação dos usuários foi feita com base nos critérios propostos pela OMS, a saber, (a) não usuários: aqueles que nunca usaram qualquer tipo de drogas; (b) usuários leves: aqueles que, apesar de já terem utilizado drogas alguma vez, não as usaram nem semanalmente nem diariamente no mês anterior à entrevista; (c) usuários moderados: aqueles que usaram drogas semanalmente mas não diariamente no mês anterior à entrevista; e (d) usuários pesados: aqueles que usaram uma ou mais drogas diariamente no mês anterior à entrevista.

Replicação Antropométrica

Após uma fase inicial de padronização dos antropometristas (realizada segundo a proposta de Habicht¹⁵), as primeiras 73 crianças captadas no estudo caso-controle de fundo foram aferidas por MHH, concorrentemente aos dois outros observadores. A replicação da altura/comprimento ocorreu de forma mascarada e a magnitude estimada pelo Coeficiente de Correlação Intraclasse (Intraclass Correlation Coefficient - ICC)^4,5.

 

RESULTADOS

As Tabelas 1, 2 e 3 sumarizam, respectivamente, os resultados da confiabilidade intra-observador (teste-reteste) dos componentes CTS, CAGE e NSDUQ. Com relação às CTS, exceto a relação pai-mãe na escala de violência abusiva em que o k foi baixo (0,33), encontrou-se um k em torno de 0,75. As duas estimativas de violência total revelam k altos de 0,84 e 0,73. Segundo a classificação de Coutinho¹⁰, a estabilidade do CAGE quando a respondente se refere ao companheiro é apenas moderada mas passa a ser excelente quando esta se refere a si mesma. Também para o componente NSDUQ a estabilidade do processo de aferição é classificável como excelente.

 

 

 

 

 

 

A equivalência dos processos de aferição dos entrevistadores em relação componentes CTS, CAGE e NSDUQ encontram-se nas Tabelas 4, 5 e 6. O quadro geral mostra estimações de ponto máximas na grande maioria dos contrastes. As exceções (CTS-MC e CAGE-respondente) podem ser atribuídas às flutuações amostrais, o que é bem captado pelos largos intervalos de credibilidade.

 

 

 

 

 

 

A Figura mostra os detalhes da análise relativa à replicação da aferição de comprimento das crianças. O coeficiente de correlação intraclasse (ICC) foi de 0,99.

 

 

DISCUSSÃO

De uma maneira geral, o estudo sugere uma adequação do processo de aferição no âmbito da estabilidade e equivalência das informações colhidas, mesmo levando em conta o tamanho amostral relativamente pequeno e, ocasionalmente, a acentuada assimetria entre eventos positivos e negativos. Estas características e a decorrente indesejável rarefação de dados não são raras em estudos cuja função precípua é avaliar a qualidade do processo de aferição de uma investigação epidemiológica maior. Como apontado na metodologia em anexo, usou-se o estimador pseudo-Bayes para o ajuste do k no intuito de lidar com situações de inestimabilidade. Todavia, o procedimento pode revelar também algo sobre o efeito da rarefação, sua repercussão sobre as inferências e, principalmente, sobre os processos de decisão operacionais e gerenciais concernentes ao estudo principal. Ao se imputar probablidades a priori informativas na faixa de 0,02 a 0,05 para as caselas das tabelas de contingência contendo zeros - o que pressupõe distribuições subjacentes onde existe alguma discordância, ainda que esta não tenha se manifestado na amostra única em mãos - o decréscimo dos estimadores ajustados do k não passa de 10%. Diante do espectro dos valores encontrados, esta diminuição raramente altera o julgamento qualitativo (segundo a escala de Coutinho), o que é assegurador.

Com poucas exceções (e.g., relacionamento pai-mãe da escala de violência abusiva na Tabela 1), os resultados mostram uma confiabilidade satisfatória das CTS tanto no âmbito da estabilidade quanto da equivalência do processo de aferição. É mister apontar que esta qualificação e outras adiante, tomam como base inferencial os estimadores de ponto. No entanto, não pode ficar sem menção o fato de que praticamente todos os limites inferiores de credibilidade encontrados estão abaixo de 0,5, o que demanda, portanto, uma certa cautela à utilização do estimador de ponto na apreciação dos resultados.

Tanto a estimativa de violência total proveniente da variável dicotomizada quanto a da forma tricótoma revelam uma boa estabilidade (0,84 e 0,73, respectivamente) ou, no mínimo, regular, ao se tomar os valores do limites inferiores dos intervalos de credibilidade (0,54 e 0,48, respectivamente). Esses achados estão de acordo com Straus³² que acena para a pertinência do instrumento quando o objetivo é separar as famílias violentas das não violentas. Em contrapartida, deve ser mencionado que ao se analisar o k referente às escalas de argumentação e agressão verbal (informação não detalhada nos resultados), encontram-se valores em torno de 33%, o que também vem ao encontro aos achados do autor³². No entanto, no âmbito do estudo caso-controle no qual esta avaliação se aninha, são as escalas de melhor confiabilidade (violência total I e II) que realmente importam, uma vez que estas definem a exposição de interesse central (estado de violência intra-familiar)¹⁶.

Distinto do processo de aferição sobre consumo de drogas, destaca-se o fato da estabilidade do componente CAGE ser marcadamente menor quando a respondente relata os hábitos etílicos do companheiro do que os seus próprios. Em relação à equivalência o padrão observado é inverso, ainda que se conceda que a evidência peca pela imprecisão, sugerindo que a diferença tenha decorrido de um problema amostral. Este panorama parece refletir a sensibilidade da questão do alcoolismo, o que Masur e col.²¹ discutem a partir da ótica de uma "invasão de privacidade" no que tange à admissão do problema. É a impressão dos autores que, ao contrário do esperado, é no primeiro contato que a respondente se dispõe a "denunciar" o companheiro, passando a negar o fato no segundo encontro.

Em relação ao NSDUQ é preciso ser mais cauteloso ao se discutir a sensibilidade da admissão do consumo. A detectada concordância intra- e interobservador pode tanto representar uma disposição à admissão quanto uma relutância sistemática. De toda forma, existe uma consistência. Isto garante uma confiabilidade da aferição, ainda que nada se possa afirmar sobre a validade da informação. Como colocado na introdução, esta é assumida prima facie. Estas questões merecem aprofundamento, pois, sendo de fácil aplicação, os dois instrumentos tendem a ser usados freqüentemente.

Quanto à confiabilidade da mensuração de comprimento, os achados são bastante consistentes com outros estudos^1,37,38.

Ainda que um aprofundamento sobre a questão da validade de instrumentos de aferição mereça toda a atenção, é preciso reforçar que os 4 componentes utilizados na presente investigação são assumidos como válidos a priori e que o artigo explicitamente enfoca o processo de aferição em si. É necessário, no entanto, que se distinga entre a validade própria de um instrumento e a da informação gerada. A última depende também da confiabilidade, uma vez que um instrumento aceito como válido (a priori ou estudado anteriormente) pode ter, circunstancialmente, uma precária estabilidade e/ou equivalência. Esta deficiência implicará em má qualidade do processo de captação da informação, podendo comprometer, conseqüentemente, a validade da informação²⁷.

Alguns aspectos metodológicos gerais também merecem comentários quando se examina a confiabilidade de um processo de aferição, principalmente a de tipo interobservador. O primeiro diz respeito aos entrevistadores, que, estando conscientes do processo de avaliação de confiabilidade em curso, tendem a proceder com maior rigor do que em circunstâncias habituais. Isto pode levar a uma superestimação da confiabilidade e, aceitando-se a possibilidade do problema ter ocorrido no presente estudo, deve ser considerado ao se apreciar os resultados¹⁸.

O segundo aspecto é a tendência do observador em alterar a sua abordagem com o tempo. A aplicação continuada de um instrumento pode fazer com que o observador paulatinamente aprimore sua maneira de perguntar e de se relacionar com os respondentes. Estas mudanças tendem a ocorrer principalmente no início do período de contato com o instrumento. Assim, desde que se consiga precocemente evitar problemas com os observadores, pode se esperar que a qualidade e consistência da aferição melhorem progressivamente. Nesta perspectiva, implementou-se um ativo treinamento e um pré-teste precedendo o estudo, o que parece ter ajudado.

Os resultados aceitáveis em relação a estabilidade e equivalência indicaram uma adequada padronização dos observadores, permitindo prosseguir com a mesma equipe em segurança. Isto é particularmente relevante em estudos nos quais o processo de aferição é delegado a muitos entrevistadores. Uma outra questão importante é reconhecer que, mesmo tendo-se constatado uma boa confiabilidade em alguma fase da coleta de dados, é sempre possível ocorrer uma queda de qualidade da aferição ao longo do processo. Para garantir uma boa qualidade dos dados é decisivo que jornadas de replicações sejam planejadas e implementadas periodicamente ou, eventualmente, à troca de membros da equipe de aferidores. No caso do extenso estudo caso-controle de fundo, esta foi a primeira; outras estão contempladas no curso da investigação principal.

 

AGRADECIMENTOS

Aos entrevistadores de campo e aos funcionários do Hospital Municipal Salles Netto, Hospital Municipal Jesus e IPPMG/UFRJ pela colaboração na coleta de dados.

 

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ANEXO

O estimador de ponto do Kappa é dado por

onde  e , sendo  e   .

Os pesos para concordância são:

,

sendo i e j, respectivamente, os índices de linhas e colunas da tabela de contingência e c correspondendo ao número de categorias da variável aferida. Esta ponderação pretende refletir a importância relativa de cada discordância possível.⁹

Os intervalos de credibilidade reportados são dados por

é o erro padrão e .

Aqui, assume-se uma distribuição gaussiana mas necessariamente truncada à direita para respeitar o limite superior dos valores próprios do estimador. Optamos pelo uso de um ajuste baseado no estimador pseudo-Bayes que permite lidar adequadamente com os zeros não-estruturais (amostrais) encontrados.⁶ Nesta perspectiva, confere-se uma massa (densidade) a qualquer casela de concordância, mesmo que a realização nos dados tenha se expressado por zero em algumas delas. Para obter o estimador pseudo-Bayes é necessário selecionar um conjunto de probabilidades a priori e computar as estimativas (posteriores) para cada casela

,

onde é um fator de ponderação. O novo k e seus limites de credibilidade são, então, calculados à partir de , substituindo . Uma vez que não existe qualquer conhecimento a priori para imputar plausíveis probabilidades a cada casela , preferiu-se usar a priores guiados pelos próprios dados. Esta conduta deixa praticamente inalteradas as estimações obtidas com o k tradicional (não ajustado) mas permite uma estimação em configurações onde este é inestimável (e.g., se todos os indivíduos aferidos são positivos ou negativos).

Nas curvas de distribuição aninhadas nas tabelas mostradas nos resultados, utilizamos a função de Kernel de Epanechnikov²⁸ e uma largura de banda sugerida por Silverman²⁹ dada por b=1,06 min(s,R/1,34)n^-1/5 onde s é o desvio padrão e R = [Centil 75 - Centil 25] calculado a partir da distribuição normal.

 

 

 

*Parcialmente subvencionado pelo Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico/CNPq (Processo nº 200 122-82/7).

Correspondência para/Correspondence to: Michael E. Reichenheim - Rua São Francisco Xavier, 524 - 20599-090 Rio de Janeiro, RJ - Brasil. E-mail: michael@ims.uerj.br
Recebido em 21.10.1997. Reapresentado em 15.3.1998. Aprovado em 6.4.1998.