VALIDAÇÃO PSICOMÉTRICA DO HEALTH LITERACY QUESTIONNAIRE (HLQ) PARA PESSOAS BRASILEIRAS COM TRANSTORNOS MENTAISRESUMO
Objetivo: analisar as evidências de validade da versão brasileira do Health Literacy Questionnaire para aplicação em pessoas com transtornos mentais.
Método: estudo psicométrico, transversal, com pessoas em acompanhamento em Centro de Atenção Psicossocial. Coleta de dados ocorreu entre abril e outubro de 2023. Foram aplicados Questionário Sociodemográfico e de Condições de Saúde, Health Literacy Questionnaire, Health Literacy Scale-14 e Escala de Apoio Social do Medical Outcomes Study. A confiabilidade foi avaliada por Ômega de McDonalds e Alfa de Cronbach, enquanto o modelo foi testado pelo Qui-Quadrado ajustado e análise fatorial confirmatória.
Resultados: participaram 444 pessoas. O Health Literacy Questionnaire apresentou boa consistência interna, Ômega das partes 1 e 2, respectivamente, 0,898 e 0,797, e do alfa 0,893 e 0,788, mantendo o modelo de 44 questões. Validades convergente, divergente e discriminante entre escalas foram evidenciadas.
Conclusão: o Health Literacy Questionnaire demonstrou evidências válidas e confiáveis para avaliar o letramento em saúde em pessoas com transtornos mentais. O modelo com nove escalas mostrou-se estatisticamente ajustado.
DESCRITORES:
Letramento em saúde; Transtornos mentais; Estudo de validação; Psicometria; Análise fatorial
ABSTRACT
Objective: to analyze evidence of validity of the Brazilian version of the Health Literacy Questionnaire for use with people with mental disorders.
Method: a cross-sectional psychometric study with individuals undergoing treatment at a Psychosocial Care Center. Data collection took place between April and October 2023. The Sociodemographic and Health Conditions Questionnaire, Health Literacy Questionnaire, Health Literacy Scale-14, and Medical Outcomes Study Social Support Scale were applied. Reliability was assessed using McDonald’s omega and Cronbach’s alpha while the model was tested by adjusted chi-square and confirmatory factor analysis.
Results: a total of 444 people participated. The Health Literacy Questionnaire showed good internal consistency, with omega of parts 1 and 2, respectively, of 0.898 and 0.797, and alpha of 0.893 and 0.788, maintaining the 44-question model. Convergent, divergent and discriminant validity between scales were evidenced.
Conclusion: the Health Literacy Questionnaire demonstrated valid and reliable evidence for assessing health literacy in people with mental disorders. The nine-scale model was statistically adjusted.
DESCRIPTORS:
Health literacy. Mental disorders. Validation study. Psychometrics. Factor analysis; statistical
RESUMEN
Objetivo: analizar la evidencia de validez de la versión brasileña del Health Literacy Questionnaire para su aplicación a personas con trastornos mentales.
Método: estudio psicométrico, transversal, con personas en seguimiento en un Centro de Atención Psicosocial. La recolección de datos se realizó entre abril y octubre de 2023. Se aplicaron el Cuestionario de Condiciones Sociodemográficas y de Salud, el health literacy questionnaire, health literacy scale -14 y la medical outcomes study social support scale. La confiabilidad fue evaluada mediante Omega de McDonalds y Alfa de Cronbach, mientras que el modelo fue probado mediante chi-cuadrado ajustado y análisis factorial confirmatorio.
Resultados: participaron 444 personas. El health literacy questionnaire mostró buena consistencia interna, con omega de las partes 1 y 2, respectivamente, de 0,898 y 0,797, y alfa de 0,893 y 0,788, manteniéndose el modelo de 44 preguntas. Se evidenció validez convergente, divergente y discriminante entre escalas.
Conclusión: el health literacy questionnaire demostró evidencia válida y confiable para evaluar la alfabetización sanitaria en personas con trastornos mentales. El modelo con nueve escalas resultó ser estadísticamente ajustado.
DESCRIPTORES:
Alfabetización en salud; Trastornos mentales; Estudio de validación; Psicometría; Análisis factorial
INTRODUÇÃO
Transtornos mentais (TMs) são caracterizados por manifestações que alteram a cognição, o pensamento, as emoções e o comportamento de um indivíduo; geralmente resultam em sofrimento ou prejuízo em áreas fundamentais de seu funcionamento psíquico, biológico e interferem na vida do indivíduo, em seus contextos pessoal, familiar, laboral e social1. Mundialmente, os TMs têm sido doenças mais comuns. Estima-se que uma em cada oito pessoas do mundo apresentem critérios diagnósticos para TMs e comportamentais, o que representa cerca de um bilhão de pessoas2. Ao analisar o cenário brasileiro, estimam-se 23 milhões de pessoas e, dentre elas, 5 milhões se enquadram em critérios de doença moderada a grave, o que corresponde a 3 % da população com TMs graves e persistentes3.
É importante considerar o sujeito a partir de suas potencialidades, consciência, liberdade e responsabilidade, tratando-o como corresponsável pelo tratamento, não somente como consumidor de cuidado e medicação4. A autonomia e empoderamento do usuário na tomada de decisões relacionadas à saúde dependem da habilidade de aprender e utilizar informações recebidas ou fornecidas no processo de cuidado5. Utilizar informações de modo a propiciar ao sujeito tomada de decisão quanto ao seu cuidado depende do grau de Letramento em Saúde (LS) do indivíduo5.
O LS é um construto multidimensional, que abrange o LS funcional, comunicativo e crítico, que representa a capacidade progressiva que as pessoas possuem para compreender questões de saúde e exercer maior controle sobre elas. Esta abordagem multidimensional permite ao indivíduo navegar pelo sistema de saúde, tendo a habilidade de avaliar informações de saúde de forma crítica, e identificar pontos fortes e fracos nas amostras populacionais6.
Ferramentas foram criadas para avaliar o LS em diferentes contextos mundiais7. Dentre elas, temos o Health Literacy Questionnaire (HLQ), utilizado para a compreensão dos pontos fortes e fracos do LS em diferentes cenários socioeconômicos e étnicos8. O HLQ foi desenvolvido com perfil multidimensional, e para possibilitar explorar várias dimensões do construto e avaliar as condições de LS da população, além de auxiliar gestores nas suas decisões para qualificar políticas públicas de saúde e, dessa forma, fortalecer a rede de saúde8. A versão brasileira do HLQ foi denominada HLQ-Br (2021)5.
Na literatura internacional, poucos estudos foram encontrados em que pessoas com TMs tivessem sido avaliadas. Entre eles, um estudo realizou avaliação do LS multidimensional, com pessoas com TMs9. Outro estudo, na Austrália, obteve avaliação satisfatória referente à sua aplicabilidade10. Já estudo em Quebec demonstrou alguns pontos frágeis11. Estudos internacionais sobre letramento funcional (LSF) com pessoas com TMs evidenciaram discrepâncias entre as populações estudadas. A maioria dos estudos identificou que parte da população com TMs apresenta baixos níveis de LSF12-13.
No contexto brasileiro, foi encontrado um estudo que avaliou o LSF de pessoas e a adesão ao tratamento com antidepressivos, avaliando de forma unidimensional14. Outro estudo avaliou a associação entre variáveis sociodemográficas e os níveis de LS de pessoas com TM a partir do HLQ-Br15.
Considerando a lacuna do conhecimento e a importância de avaliar o LS multidimensional, torna-se necessário ampliar pesquisas a respeito da avaliação do LS na população em geral e, especificamente, nas pessoas com TMs, visto que, até o momento, no Brasil não existem instrumentos validados para uso neste segmento. Nessa perspectiva, justifica-se o emprego da versão brasileira do HLQ (HLQ-Br) e a sua validação psicométrica para este segmento populacional.
A partir desse contexto, o objetivo deste estudo é analisar as evidências de validade da versão brasileira do Health Literacy Questionnaire (HLQ-Br) para aplicação em pessoas com transtornos mentais.
MÉTODO
Estudo Metodológico com delineamento transversal, realizado em um Centro de Atenção Psicossocial (CAPS) em um município com 83.947 habitantes16, da região noroeste do Rio Grande do Sul, Brasil. Foram incluídos usuários com 18 ou mais anos e diagnosticados com TMs graves, crônicos e persistentes, registrados em prontuário, em estado clínico estável, no momento da coleta, avaliados previamente por profissionais de saúde da equipe. E excluídos aqueles que, além de TMs, tinham diagnóstico de deficiência ou retardo intelectual ou mental registrado em prontuário, e que possuíam interdição judicial. A exclusão englobou diagnósticos classificados nos códigos do CID-10 F70 a F79.
A coleta de dados foi realizada entre abril e outubro de 2023 por bolsistas de iniciação científica, capacitadas previamente pela primeira autora, por meio da leitura e explicações dos itens de cada instrumento, e sanadas as dúvidas para uniformizar as coletas. Para cálculo amostral, utilizamos estimativas do tamanho amostral de 90 % e margem de erro assumida de 9,5, considerando um tamanho populacional ponderado de 720 pessoas, tendo como tamanho mínimo da amostra 432 investigados. Foram convidadas a participar 512 pessoas que se enquadraram nos critérios de inclusão e, destas, 68 apresentaram recusa, resultando em 444, com taxa de resposta de 87 %.
As pessoas foram convidadas a participar do estudo no momento de acesso à unidade. Após a aceitação, era assinado o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE) em duas vias de igual teor. Em seguida, os instrumentos eram aplicados, garantindo-se a privacidade dos participantes. Os instrumentos utilizados foram: Questionário Sociodemográfico (sexo, faixa etária, raça, cor, estado civil, coabitação, escolaridade pessoa, escolaridade materna e paterna, renda familiar) e de Condições de Saúde (tempo de acompanhamento no serviço, diagnóstico) elaborado pelas pesquisadoras, e o Health Literacy Questionnaire (HLQ)5,8, a Health Literacy Scale-14 (HLS-14)17-18 e a Escala de Apoio Social do Medical Outcomes Study (MOS-SSS)19-20.
O HLQ é um instrumento multidimensional que permite explorar várias dimensões do construto LS e avaliar as condições de LS da população brasileira. Engloba 44 itens, distribuídos em nove escalas: 1. Compreensão e apoio dos profissionais de saúde (4 itens); 2. Informações suficientes para cuidar da saúde (4 itens); 3. Cuidado ativo da saúde (5 itens); 4. Suporte social para a saúde (5 itens); 5. Avaliação das informações em saúde (5 itens); 6. Capacidade de interagir ativamente com os profissionais de saúde (5 itens); 7. Navegar no Sistema de Saúde (6 itens); 8. Capacidade de encontrar boas informações sobre saúde (5 itens); 9. Compreender informações sobre saúde e saber o que fazer (5 itens). O HLQ não fornece pontuação global para o questionário, mas escores para cada uma das nove escalas separadamente. O questionário avalia as respostas utilizando uma escala Likert de quatro pontos (Discordo totalmente, Discordo, Concordo e Concordo totalmente) para os cinco primeiros domínios, denominados da Parte 1. As quatro últimas escalas são escalas de cinco pontos cujos itens abordam a dificuldade de realizar uma tarefa (variando de Não consigo fazer a Muito fácil), e são referidas como Parte 2. A pontuação indica pontos fortes e necessidades de cada pessoa em relação ao seu LS5,8.
Para análise convergente, utilizamos o HLS-14, um instrumento multidimensional de mensuração do LS. É composto por 14 questões, cada uma avaliada em uma escala Likert de cinco pontos. O instrumento avalia três dimensões distintas da literacia: a dimensão funcional (LF) e a dimensão comunicativa (LCo), cada uma com cinco itens, e a dimensão crítica (LCr), com quatro itens17-18.
Para análise divergente, foi utilizada a MOS-SSS, um instrumento multidimensional que avalia o Apoio Social (AS) percebido pelo usuário. É constituída por 19 questões, distribuídas em cinco dimensões: apoio material, afetivo, emocional, informação e interação social positiva. Os participantes respondem a cada questão com base na instrução inicial: “Se você precisar, com que frequência conta com alguém?”, selecionando uma das cinco opções em uma escala Likert de cinco pontos: 0 (nunca), a 4 (sempre). Assume-se que maiores escores totais indicam maior percepção do tipo de apoio19-20.
O tratamento estatístico dos dados foi realizado com auxílio do programa estatístico IBM Statistical Package for Social Sciences versão 25.0 (IBM SPSS Statistics 25) para Windows, somado ao módulo AMOS específico para modelagem por equações estruturais, para empregar a Análise Fatorial Confirmatória (AFC) por meio da Modelagem de Equações Estruturais (MEE). No modelo estimado pela AFC, foi verificada existência de casos outliers através da distância quadrada de Mahalanobis (D2), onde a ausência desses casos é pressuposto para aplicação da técnica. Investigou-se o pressuposto referente à normalidade, estudando-se a distribuição univariada por meio da assimetria (Sk) e da curtose (Ku), bem como a distribuição multivariada (coeficiente de Mardia para a curtose multivariada) (ISkI< 4,0 e IKuI< 10)21.
A estimativa do modelo considerou a matriz de variância-covariância e estimação por Máxima Verossimilhança; a validade considerou a magnitude e significância estatística dos coeficientes padronizados. Adotou-se a estratégia de aprimoramento do modelo, na qual foram inseridas correlações entre os erros das variáveis ou do construto22.
Na determinação da qualidade do modelo foram avaliados os índices de ajustes absolutos por estatística Qui-Quadrado (χ²), Root Mean Square Residual (RMR), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Goodness-of Fit Index (GFI); e pelos índices de ajuste comparativos Comparative Fit Index (CFI), Normed Fit Index (NFI), Tucker-Lewis Index (TLI). Para CFI, GFI, NFI e TLI, a literatura sugere valores maiores que 0,950, enquanto o RMR e o RMSEA devem ficar abaixo de 0,080 e 0,060, respectivamente23-24. Já a unidimensionalidade foi avaliada a partir dos resíduos padronizados relativos aos indicadores de cada variável latente, onde o construto é considerado unidimensional se apresentar resíduos padronizados inferiores a 2,58 para um nível de significância de 5 %22.
O estudo da confiabilidade da escala foi realizado pelos coeficientes alfa (α) de Cronbach e ômega (ω) de McDonald. O coeficiente (α) reflete o grau de covariância entre itens de uma escala, enquanto a estimativa pelo ômega (ω) de McDonald tende a captar a confiabilidade interitens, sendo menos suscetível a viés22,25. Assim, como o α, o ω varia de 0 a 1, e os valores considerados aceitáveis são entre 0,70 e 0,95. Valores menores que 0,70 podem não ser suficientes para demonstrar consistência interna de um instrumento e valores muito elevados podem indicar redundância entre itens22,25. A evidência de validade convergente/divergente foi analisada pela relação de linearidade entre as escalas HLQ, HLS e MOS-SSS.
A pesquisa obteve autorização prévia da autora que traduziu o instrumento na versão brasileira - HLQ-Br e dos autores do Health Literacy Questionnaire - HLQ por e-mail (hl-info@swin.edu.au).
RESULTADOS
Participaram 444 pessoas, das quais 75,9 % eram do sexo feminino. A faixa etária mais representada foi a dos 55 a 64 anos, com 32,88 %. Além disso, 63,29 % dos participantes encontravam-se na faixa etária de 24 a 54 anos, período geralmente considerado como a fase produtiva da população. Se autodeclararam de cor branca 76,57 %. Estavam sem companheiro 58,10 %, enquanto 83,33 % viviam com outras pessoas, como companheiro, filhos ou pessoas com outros vínculos. No que diz respeito à escolaridade, 31,76 % possuíam ensino médio, 53,60 % tinham o ensino fundamental incompleto ou completo, e 12,16 % haviam concluído o ensino superior ou pós-graduação. Além disso, 77,48 % dos participantes tinham uma renda familiar de até dois salários mínimos.
Entre os participantes com diagnóstico médico de TMs graves, foram observadas as seguintes prevalências: transtornos depressivos (61 %), transtornos ansiosos (15 %), transtorno de humor bipolar (10 %), esquizofrenia, transtornos esquizotípicos e transtornos delirantes (11 %), transtornos de personalidade e do comportamento (1 %) e outros transtornos (1 %).
Quanto à validação da estrutura da escala HLQ, foram inicialmente avaliados os pressupostos básicos para aplicação da técnica. Identificaram-se evidências de normalidade univariada, com valores absolutos de assimetria e curtose estimados inferiores a 5 e 9, respectivamente. Por apresentar distribuição multivariada assimétrica, o modelo estrutural foi estimado utilizando o método Máxima Verossimilhança.
Os resultados obtidos, com base no peso das cargas individuais dos itens, indicam que, no modelo inicial, 23 itens da parte 1 saturaram com magnitude superior a 0,400 (p<0,001). Destacando-se os itens com maior peso: Q12 (Ꮧ=0,874); Q8 (Ꮧ=0,788); Q23 (Ꮧ=0,727); e Q19 (Ꮧ=0,756). Os itens com menores pesos, ou seja, itens com menor poder de explicação, mas não menos importantes, foram observados em Q21 (Ꮧ=0,402); Q18 (Ꮧ=0,411); e Q13 (Ꮧ=0,422), todos pertencentes à escala D3.
Em relação às cargas estimadas para itens da parte 2, a questão 12 (P2 HLQ 12) saturou com carga 0,350, o que não compromete a robustez do modelo, uma vez que, na maioria, os demais itens apresentaram cargas superiores a 0,500, alcançando variância explicada de no mínimo 25 %. Ainda, em relação às cargas (ou pesos) de menor expressão, se destacaram Q8 (Ꮧ=0,530); Q19 (Ꮧ=0,541). Em relação às cargas com maior poder de explicação, ocorreram nos itens Q15 (Ꮧ=0,780); Q14 (Ꮧ=0,740) e Q13 (Ꮧ=0,690).
No que se refere às correlações entre escalas, destaca-se que, na parte 1, a maioria das estimativas foi classificada como fraca (0,100 < r≤0,300), pois apontam para baixa relação, ou independência importante entre escalas; ou seja, escalas desta parte da escala estão contemplando conteúdos de conceitos diferentes. A correlação mais elevada foi evidenciada entre as escalas D1 e D2 (r=0,501 - correlação moderada), ou seja, entre as escalas citadas, foi onde se identificou maior semelhança conceitual (semelhança esta definida como moderada). No que se refere às estimativas de correlação entre escalas da parte 2, foram observadas correlações de magnitude moderada entre D6 e D7 (r=0,549) e D9 (r=0,518). Estes resultados apontam para uma proximidade conceitual moderada entre as escalas D6 em comparação com D7 e D9. No entanto, tais estimativas não se mostraram excessivamente altas (correlações fortes) ao ponto de sugerir uma estrutura fatorial com número menor de escalas.
No que se refere às correlações entre escalas das partes 1 e 2, estimativas mais elevadas alcançaram correlações moderadas (0,300 < r≤0,600), e estas ocorreram entre a escala D6 em comparação a D1 (r=0,461) e a D2 (r=0,471). As demais correlações alcançaram magnitude fraca (r<0,300).
Em relação à estrutura fatorial testada, apresenta-se na Figura 1 o diagrama de caminhos identificando a alocação dos itens em suas respectivas escalas.
Sobre resultados alcançados pela estrutura do modelo com nove escalas, foram observados indicadores de qualidade (ou índices de modificação), que possibilitam identificar o quanto a amostra se mostrou ajustada à estrutura original.
Avaliando inicialmente o ajuste parcimonioso da amostra [(X2/gl)] ao modelo, os resultados apontaram discrepância mínima entre matrizes de covariâncias observada e estimada, pois o valor de ajuste foi inferior a 4,00 [(X2/gl)=3,849<4,0]. Desta forma, dados amostrais, quando ajustados para uma estrutura de nove escalas, conseguiram reproduzir estimativas muito próximas dos valores reais observados nos itens da escala. Ainda, em relação ao ajustamento da amostra à estrutura teórica da escala, foi investigado se o grau de discordância entre modelo e covariância da amostra está dentro dos limites de aceitação de ajuste aceitável, através da Raiz do Erro Quadrático Médio de Aproximação (RMSEA). Conforme resultado obtido [RMSEA =0,053<0,08], podemos acreditar que as discordâncias observadas não comprometeram a credibilidade do modelo.
Nas informações referentes aos índices comparativos, onde estimativas acima de 0,900 definem o modelo como aceitável, indicando que o modelo estimado se mostrou eficiente em suas estimativas, foram considerados indicadores absolutos e relativos.
Conforme resultados da Tabela 1, tem-se que erros absolutos Índice de qualidade de ajuste - GFI [GFI=0,913] e Índice de qualidade de ajuste padronizado pelos graus de liberdade - AGFI [AGFI=0,968] se mostraram acima do mínimo aceitável (0,900); indicando que o modelo estrutural estimado é satisfatório, onde os erros identificados, em comparação aos valores observados, não são representativos.
Sobre os índices relativos, que mostram o quanto o modelo proposto se ajusta melhor aos dados, em comparação ao modelo base gerado pelo AMOS (modelo hipotético), verificou-se que estimativas para Índice Tucker-Lewis - TLI e Índice de Ajuste Comparativo - CFI se mostraram cima do ponto de corte aceitável, com estimativas de 0,906 e 0,924, respectivamente.
Em relação ao Índice de Ajuste Normatizado - NFI, este avalia a proporção da diferença entre o valor do Qui-Quadrado do modelo proposto em relação a um modelo nulo. De acordo com a Tabela 1, o NFI foi estimado em 0,924 (>0,900), apontando que o modelo para a amostra estudada apresenta, sim, correlações representativas que possibilitam manter as escalas propostas.
Com base nos indicadores de qualidade obtidos, destaca-se que, na análise de qualidade do ajuste dos dados ao modelo fatorial, devem ocorrer pelo menos três índices de adequação com valores superiores ao mínimo exigido para o bom ajuste. Neste sentido, o modelo estruturado para as nove escalas apresentou grande parcela de indicadores satisfatórios, apontando evidências de elevada qualidade do modelo fatorial testado.
Os resultados obtidos para o total da escala, valores do ω para as partes 1 e 2 foram, respectivamente, 0,898 e 0,797; da mesma forma, valores do αC, respectivamente, 0,893 e 0,788 foram considerados satisfatórios (Tabela 2). Pelas estimativas da confiabilidade, se-item-deletado, medido pelo αC, a exclusão de qualquer item não alterou substancialmente o resultado da consistência interna para o total da escala.
As maiores médias foram nas escalas D6 - Capacidade de interagir ativamente com profissionais de saúde (3,82), D9 - Compreender informações sobre saúde e saber o que fazer (3,57), D7 - Navegar no Sistema de Saúde (3,56) e D8 - Capacidade de encontrar boas informações de saúde (3,51), respectivamente, correspondendo à parte 2 do questionário. Menores médias foram evidenciadas nas escalas D5 - Avaliação das informações de saúde (2,60), D3 - Cuidado ativo da saúde (2,70), D4 - Suporte social para saúde (2,75), D2 - Informações suficientes para cuidar da saúde (2,83) e D1 - Compreensão e apoio dos profissionais de saúde (2,97), correspondendo à parte 1.
A equivalência de construto visa demonstrar validade convergente e divergente, por meio da relação da escala principal com outras medidas. A escala foi confrontada com as escalas HLS-14 e MOS-SSS. Sobre comparações realizadas, o alcance de correlações com classificações no mínimo moderadas, onde os coeficientes positivos na comparação com a escala HLS-14 identificaram validade convergente, enquanto coeficientes de correlação negativa com a escala MOS-SSS apontaram validade divergente.
No que se refere às estimativas alcançadas nas escalas de equivalência, verificou-se que, para a escala HLS-14, a consistência interna foi satisfatória, tanto para o total da escala (ω=0,755 e αC=0,738), quanto nas dimensões LS funcional (ω=0,814 e αC=0,801) e comunicativo (ω=0,892 e αC=0,803) e crítico (ω=0,720). Em relação aos escores médios, identificou-se que os mais elevados ocorreram nas dimensões LS comunicativo (3,6±0,6) e crítico (3,6±0,7), enquanto menor estimativa ocorreu no LS funcional (2,8±0,9). Quanto à estimativa para o total da escala, a média alcançou 3,3 (dp=0,5) pontos.
Nas informações da escala MOS-SSS, houve consistência interna (αC>0,700) em todas as dimensões. A menor estimativa para o ômega de McDonald (ω) foi de 0,877 e o alfa de Cronbach (α) foi de 0,864 na dimensão Apoio material, enquanto que coeficiente mais elevado foi observado na dimensão Apoio emocional (ω=0,901).
Para estudo de validade convergente da escala HLQ, utilizou-se como variável externa a escala HLS-14. Verificou-se que correlações de maior magnitude ocorreram com as escalas D9 - Compreender bem informações de saúde e saber o que fazer (r=0,648; p<0,001) e D8 - Capacidade de encontrar boas informações sobre saúde (r=0,630; p<0,001). Estas estimativas apontaram correlações significativas, positivas e de magnitude forte (0,600< r ≤0,900), que indicam elevadas pontuações nas escalas HLQ, e se mostraram relacionadas a elevadas pontuações sobre o total da HLS.
Correlações de menor magnitude, mas não menos importantes, foram identificadas entre o total HLS e as escalas D2 - Informações suficientes para cuidar da saúde (r=0,339; p<0,01); D3 - Cuidado ativo da saúde (r=0,320; p<0,01); D5 - Avaliação de informações de saúde (r=0,540; p<0,001); D6 - Capacidade de interagir ativamente com profissionais de saúde (r=0,338; p<0,01); e D7 - Navegando no Sistema de Saúde (r=0,375; p<0,01). Sobre estes resultados, as correlações foram classificadas com magnitude moderada (0,300 < r≤0,600).
Cabe chamar atenção para a comparação do Total HLS com as escalas D1 - Compreensão e apoio dos profissionais de saúde (r=0,206; p <0,01), onde a correlação se mostrou fraca, bem como com a escala D4 - Suporte social para a saúde (r=0,054; p=0,258), apontando ausência de correlação.
No que se refere às correlações estimadas entre as escalas HLQ em comparação às dimensões do HLS-14, o destaque é para as escalas HLQ D8 e D9, que apontaram correlações classificadas como moderadas com todas as dimensões do HLS-14.
Evidenciou-se a validade convergente entre a dimensão LS comunicativo em comparação às escalas: HLQ D2 - Informações suficientes para cuidar da saúde (r=0,330; p<0,001); D3 - Cuidado ativo da saúde (r=0,375; p<0,001); D5 - Avaliação das informações em saúde (r=0,469; p<0,001); D6 - Capacidade de interagir ativamente com os profissionais de saúde (r=0,383; p<0,001); e D7 - Navegar no Sistema de Saúde (r=0,368; p<0,001).
No que se refere à investigação de validade convergente das dimensões LS funcional e LS crítico, poucas foram as correlações que alcançaram magnitude moderada. Desta forma, há evidências de validade convergente entre a HLS total e a maior parte das escalas do HLQ, característica que também se mostrou presente na comparação da dimensão letramento comunicativo com o HLQ.
Conforme resultados observados na Tabela 3, a validade divergente foi evidenciada pela ausência de correlações significativas, bem como pela presença de correlações significativas de magnitude fraca entre as dimensões comparadas. A única escala do HLQ que apresentou estimativas de correlações que se mostraram significativas e de magnitude moderada, com todas as dimensões da escala de apoio social, foi a HLQ D4 - Suporte social em saúde. Fato justificado pela fragilidade da rede de apoio percebida pelos usuários do serviço, com implicações diretas na melhoria das condições de saúde das pessoas.
A validade discriminante da escala HLQ foi investigada em sua capacidade de diferenciar grupos independentes de sujeitos, que teoricamente deveriam apresentar diferentes escores médios, em diferentes níveis de instrução. Os escores das dimensões foram comparados em grupos independentes, estratificados pelo nível de escolaridade. Detectaram-se diferenças estatisticamente significativas sobre as dimensões apresentadas na Tabela 4, evidenciando validade discriminante. Identificou-se que escores médios se mostraram significativamente mais elevados nos níveis de escolaridade com maior tempo de estudo.
No que se refere à validade discriminante, considerou-se a hipótese de que a escala seja sensível à escolaridade das pessoas em algumas dimensões. Sabemos que melhores níveis de escolaridade contribuem para melhor compreensão das informações e possibilitam melhor avaliação da sua qualidade, de forma a contribuir para a tomada de decisão mais adequada.
DISCUSSÃO
Este é o primeiro estudo realizado no Brasil que utilizou instrumento multidimensional para avaliação do LS em pessoas com TMs. Mostrou-se válido e confiável nesta população. Manteve estrutura original, com 44 questões distribuídas em nove escalas, conforme estudos originais8 e na versão brasileira5.
O HLQ pode ser usado para avaliação do LS em pessoas brasileiras com TMs, visto que a fatorabilidade da matriz de dados demonstrou similaridade com a estrutura original8. Apresenta similaridade quando comparado aos estudos de validação, por demonstrar alta consistência interna e confiabilidade5,8,10,26-29.
O RMSEA 0,053 apresentou índices melhores que o instrumento original8, mas superior ao validado para uso na população brasileira em geral5 e ao demonstrado na Austrália26 e na China30. Escores aproximados foram encontrados em estudos de validação realizados em Portugal28 e China30.
Como no instrumento original e em outros estudos de validação, os índices CFI (0,924) e TLI (0,906) se apresentaram acima do mínimo aceitável (0,900)8,27-28, mas menores que em outros estudos5,26,29 que indicam bom ajuste do modelo.
Cabe ressaltar que todas as dimensões apresentaram indicadores Ômega de McDonalds e Alfa de Cronbach com valores acima de 0,76, semelhante ao estudo de validação brasileiro5, exceto na dimensão D9 - Compreender bem as informações de saúde e saber o que fazer (αC 0,688, ꮗ 0,725), que apresenta questões relacionadas ao preenchimento correto de formulários médicos, seguir instruções dos profissionais de saúde, leitura e entendimento das informações em rótulos de medicamentos e entendimento do que os profissionais estão pedindo, semelhante a estudos realizados em Portugal com adultos diabéticos28 e no Brasil5.
Nessa dimensão, a carga fatorial na Q12P2 - Ler e entender informações escritas sobre saúde foi a mais baixa (0,35), podendo ser compreendido que, para além da simples capacidade de leitura, a compreensão de informações de saúde para tomada de decisão é considerada uma habilidade comunicativa. Outros estudos apresentaram cargas reduzidas em questões da D9, contudo, nenhum evidenciou baixa carga fatorial nesta questão5,28. O cuidado em saúde mental ultrapassa o usar medicação corretamente, demanda habilidades cognitivas, familiares, sociais, ambientais e financeiras que nem sempre estão sob gerência da própria pessoa.
Cargas fatoriais acima de 0,40, mas limítrofes, foram evidenciadas na Q21P1 - Há coisas que eu faço regularmente para me tornar mais saudável (0,402), Q18P1 - Eu decido meus próprios objetivos sobre saúde e boa forma (0,411) e Q13P1 - Apesar de outras coisas acontecendo em minha vida, encontro tempo para me manter saudável (0,422), correspondentes a D3 - Cuidado ativo da saúde, e classificadas de acordo com o esquema de Nutbean como LS comunicativo6,8. Estudo realizado com pessoas diabéticas em Portugal apresentou indicativos de maior fragilidade no LS, quando considerada a D3, visto que ela se refere à capacidade de autogestão ativa do cuidado à saúde28. Considerando que o LS D3 - Cuidado ativo da saúde e D4 - Suporte social para a saúde foi de 2,70 e 2,75, respectivamente, o que representa LS moderado, podemos compreender baixas cargas fatoriais nesta D3, visto que as pessoas têm maior dificuldade em gerir seu próprio cuidado e apresentam maior dependência de outras pessoas, o que, em muitos casos, é frágil ou até inexistente.
Q8P2 - Conseguir consultar profissional de saúde que você precisa e Q19P2 - Decidir qual é o melhor serviço de saúde para você, itens da D7 - Navegar no Sistema de Saúde apresentaram cargas fatoriais mais baixas, 0,530 e 0,541, respectivamente. Considerando que os participantes do estudo eram acompanhados em serviço público de saúde e que, pela organização do próprio Sistema de Saúde, as pessoas, geralmente, não têm possibilidade de escolher o profissional ou serviço de saúde que será responsável pelo seu cuidado. Geralmente, os profissionais fazem os encaminhamentos e as equipes de regulação municipal e/ou estadual definem o serviço/profissional para o qual será encaminhada, impossibilitando que a pessoa tenha gerência sobre seu cuidado nessa dimensão. Embora em questões diferentes, quando nos referimos a esta dimensão, situação semelhante já foi evidenciada28.
Vale ressaltar que os resultados encontrados se diferenciam do estudo de tradução e validação brasileira5, bem como do original8, onde apenas Q16P1 - Eu sei como descobrir se as informações de saúde que recebo estão certas ou não apresentaram carga fatorial baixa. As cargas fatoriais, bem como o alfa de Cronbach se apresentaram diferentes das versões adaptadas e validadas do HLQ brasileiro e HLQ, o que é aceitável, considerando particularidades culturais e contexto clínico das pessoas.
As escalas HLS-14 e HLQ possuem convergência, mesmo moderada em algumas dimensões, conforme resultados. Não encontramos estudos que tivessem utilizado os dois instrumentos para analisar essa correlação, desta forma, não sendo possível comparar resultados encontrados. Quando comparado com a escala MOS-SSS para análise de validade divergente, todos apresentaram divergência, exceto com a dimensão D4 - Suporte Social à Saúde, o que pode ser justificado com os resultados encontrados na própria dimensão, que expressa níveis menores de apoio social que pessoas com TMs apresentam.
A validade discriminante ficou evidenciada quando comparada à escolaridade com algumas dimensões do instrumento, reforçando a confiabilidade e validade deste instrumento, assim como estudo internacional que avaliou pontos fortes e fracos de LS8. Demais estudos de validação realizaram avaliação da validade discriminante entre as próprias dimensões5,8.
Considera-se um ponto forte as entrevistas terem sido realizadas presencialmente, visto que minimizou dúvidas quanto ao conteúdo da questão e à não realização devido à baixa alfabetização, ao mesmo tempo em que é uma limitação, pois pode ter influenciado nas respostas dos participantes, especialmente, nas questões relacionadas à compreensão e apoio dos profissionais de saúde. Ademais, o estudo ter sido realizado em apenas um serviço de saúde e com amostra por conveniência apresentam-se como limitações. Novos estudos em diferentes serviços especializados em saúde mental e com amostra probabilística e com autoadministração do questionário podem contribuir na generalização dos resultados.
CONCLUSÃO
O estudo evidenciou que os dados produzidos são válidos e confiáveis para avaliação do LS em pessoas TMs. Apresentou RMSEA 0,053, CFI 0,924 e TLI 0,906, além de indicadores alfa de Cronbach e de ômega de McDonalds com valores acima de 0,76, exceto na dimensão D9 - Compreender bem informações de saúde e saber o que fazer (αC=0,688, ω=0,725). Manteve a estrutura de 44 questões, distribuídas em duas partes e nove dimensões, possibilitando avaliação do LS multidimensional - funcional, comunicativo e crítico.
Apresentou validade convergente quando comparado com o HLS-14, validade divergente com MOS-SSS, e validade discriminante quando correlacionadas a dimensões do HLQ com níveis de escolaridade dos participantes. Sugerimos que o HLQ seja utilizado em outros estudos com pessoas com TMs, possibilitando avaliar pontos fortes e fracos do LS em todas as dimensões do instrumento. Ressaltamos a importância da utilização de instrumentos válidos e confiáveis para avaliação do LS em pessoas com TMs, buscando melhorar o acesso, compreensão e uso das informações na tomada de decisão em saúde dessa população com maior equidade. Além disso, possibilitar que profissionais e organizações adaptem sua prática para contribuir com a qualificação do cuidado em saúde mental.
Dispor de um instrumento válido e confiável para avaliar o LS em pessoas com TMs possibilita uma análise mais precisa das práticas em saúde mental, tanto pela equipe de saúde quanto pelo serviço. Esse recurso contribui para o estabelecimento de prioridades em ações que fomentem e facilitem uma comunicação mais assertiva, fortalecendo os pontos positivos do LS dessa população e promovendo alternativas para superar as fragilidades identificadas nesse contexto.
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NOTAS
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ORIGEM DO ARTIGO
Extraído da dissertação - Evidências de validade da versão brasileira do Health Literacy Questionnaire (Hlq-Br) em pessoas com transtornos mentais, apresentada ao Programa de Pós-Graduação em Atenção Integral à Saúde, da Universidade Regional do Noroeste do Estado do Rio Grande do Sul, em 2024.
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FINANCIAMENTO
Com auxílio da Bolsa Produtividade do Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPQ) processo 301694/2025-7 da última autora e de Bolsistas de Iniciação Científica - Programa Institucional de Iniciação Científica (PIBIC) e Programa de Apoio à Pós-graduação (PROAP), processo: 88881.993188/2024-0, e da Fundação de Amparo a Pesquisa do Estado do Rio Grande do Sul (Fapergs), Programa Pesquisador Gaúcho - PqG processo 24/2551-0001530-2.
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APROVAÇÃO DE COMITÊ DE ÉTICA EM PESQUISA
Aprovado no Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Regional do Noroeste do Estado do Rio Grande do Sul, Ijuí, Rio Grande do Sul, Brasil. Parecer n. 5.966.864/2022, Certificado de Apresentação para Apreciação Ética 66679223.7.0000.5350.
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DISPONIBILIDADE DE DADOS
Todo o conjunto de dados que dá suporte aos resultados deste estudo foi publicado no próprio artigo.
Editado por
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