ADAPTACIÓN CULTURAL Y EVALUACIÓN DE LAS PROPRIEDADES DE MEDIDA DE LA VERSIÓN BRASILEÑA DEL ACUTE CORONARY SYNDROME RESPONSE INDEX

tce Texto & Contexto - Enfermagem Texto contexto - enferm. 0104-0707 1980-265X Universidade Federal de Santa Catarina, Programa de Pós Graduação em Enfermagem RESUMEN Objetivo: realizar la adaptación cultural y evaluar las propiedades de medición de la versión brasileña del Acute Coronary Syndrome Response Index. Método: estudio metodológico desarrollado con adultos de ambos sexos y con enfermedad arterial coronaria. Se excluyeron las personas que no pudían comprender el portugués, tenían deficiencias auditivas y estaban desorientadas. Los datos fueron recolectados entre noviembre de 2020 y agosto de 2022 en un hospital universitario del interior del estado de São Paulo. La adaptación cultural siguió las etapas recomendadas por la literatura. Las propiedades de medición fueron evaluadas en una muestra de 244 individuos, probándose la confiabilidad y validez aparente, de contenido, de constructo y estructural. Resultados: la versión brasileña del instrumento mantuvo equivalencias semánticas, idiomáticas, conceptuales y culturales, al igual que la versión original. Los resultados de consistencia interna de las subescalas fueron: KR-20 de 0,399 para la subescala de Conocimiento y Alfa de Cronbach de 0,735 y 0,577, respectivamente, para las subescalas de Actitudes y Creencias. Los resultados del análisis factorial confirmatorio mostraron índices de ajuste adecuados al modelo original de tres subescalas (Conocimientos, Actitudes y Creencias). La validez de constructo convergente mostró una correlación débil y positiva entre las subescalas de Conocimiento y Creencias y Conocimiento y Actitudes. Conclusión: la versión brasileña conservó equivalencias textuales, validez aparente, de contenido y de constructo y logró un adecuado ajuste al modelo original cuando se utilizó en personas con enfermedad arterial coronaria atendidas en un hospital público universitario. Se sugiere realizar estudios adicionales en diferentes instituciones de salud y en muestras con diferentes características. INTRODUCTION Cardiovascular diseases are the leading cause of mortality in Brazil and worldwide, with coronary artery disease (CAD) being one of its most prevalent forms1. CAD results from atherosclerosis, a condition caused by the abnormal accumulation of lipids and fibrous tissue in the walls of coronary arteries, obstructing blood flow, which may reduce or stop myocardial perfusion, leading to an acute coronary syndrome (ACS)1-2. It is known that the quicker the reperfusion of the heart muscle in ACS cases, the better the chances of survival without damage. However, lack of knowledge and delays in recognizing ischemic symptoms are the primary factors influencing delays in pre-hospital care, thereby determining the extent of myocardial ischemia and pre- and in-hospital mortality3-5. Educational programs focused on recognizing ACS signs and symptoms, responding to these symptoms, and managing risk factors are crucial strategies, as they improve survival rates and reduce recurrent events6. The implementation of educational programs or interventions requires monitoring and evaluation. In this context, using instruments to assess individuals' knowledge and responses to a cardiac event is essential for measuring the effectiveness of these programs and preventing deaths from ACS. Measurement instruments developed/adapted and validated for application in individuals with CAD in Brazil are written in complex language and focus primarily on the risk factors associated with this condition7-9. Furthermore, no validated instruments for assessing knowledge about ACS symptoms were found. The Acute Coronary Syndrome (ACS) Response Index is an instrument that evaluates an individual's response to ACS by assessing their knowledge, attitudes, and beliefs10. It was developed and validated in English by Dr. Barbara Riegel, a nurse and professor at the University of Pennsylvania, along with a group of nurses from the United States, Australia, and New Zealand10. It has been culturally adapted and validated for use in China11, Iran12, and Lebanon13. The instrument is easy to apply and can be useful for healthcare professionals, especially nurses, to assess individuals’ responses to ACS, identifying knowledge about ischemic event symptoms as well as appropriate information and responses in such situations. This instrument can also contribute to measuring the effectiveness of educational programs aimed at increasing knowledge about ACS in public and private institutions14-15. Given the importance of having an instrument available for nurses to evaluate individual responses to ischemic events in both hospital and primary care settings, this study aimed to culturally adapt and evaluate the measurement properties of the ACS Response Index in Brazilian individuals with CAD. METHOD This is a methodological study for the cultural adaptation and evaluation of the measurement properties of the ACS Response Index in the Brazilian context. A non-probabilistic, consecutive sample was used, including adult individuals (18 years or older) of both sexes with CAD. Individuals unable to understand Portuguese, those with severe and uncorrected hearing deficits, and those disoriented regarding time, space, and/or person were excluded. Data were collected from November 2020 to August 2022 at a university hospital in the interior of São Paulo state by the lead researcher and two well-trained assistant researchers. Data collection was conducted through individual interviews in a private setting during a single meeting. Two instruments were used: 1) A sociodemographic and clinical history questionnaire (developed by the authors); and 2) The Brazilian version of the ACS Response Index. The primary author of the ACS Response Index, Dr. Barbara Riegel, granted authorization in August 2019 for the cultural adaptation, measurement properties evaluation, and publication of the research results. This research followed all ethical principles related to studies involving human subjects and was submitted to and approved by the Research Ethics Committee (Approval No. 4.307.783). Consent from all individuals who agreed to participate in the study was obtained through a signed informed consent form. Acute coronary syndrome response index (ACS response index) The ACS Response Index consists of 33 items divided into three subscales: Knowledge, Attitudes, and Beliefs. The Knowledge subscale contains 21 items addressing true (15 items) and false (six items) ACS symptoms with a dichotomous response scale (no/yes), scoring zero for incorrect responses and one for correct responses. Six of these items are reverse-scored as they are considered incorrect ACS symptoms. The total score for the Knowledge subscale can range from zero to 21 points, with higher scores indicating a better level of knowledge about ACS symptoms10. The Attitudes subscale has five items that evaluate perceptions of decision-making during an ACS emergency. Responses are given on a four-point ordinal scale: 1) not at all sure; 2) somewhat sure; 3) very sure; 4) completely sure. The total score can range from five to 20 points, with higher scores indicating better perceptions of correct attitudes when recognizing symptoms and seeking help10. The Beliefs subscale comprises seven items, also rated on a four-point ordinal scale: 1) strongly agree; 2) agree; 3) disagree; 4) strongly disagree. The total score ranges from seven to 28 points, with higher scores indicating better expectations and potential actions taken in the event of a cardiac incident. Three items on this subscale are reverse-scored, meaning they score higher when the individual agrees with the statement, in contrast to other beliefs that score higher when the individual disagrees with the statement. The scores for the three subscales are computed independently, though they are assumed to be related concepts influencing the response to ACS10. Cultural adaptation The cultural adaptation process was carried out according to the following steps16-17: 1) initial translation into Portuguese; 2) synthesis of Portuguese versions; 3) expert committee review; 4) back-translation; 5) synthesis of English versions and comparison with the original version; 6) review by the original version’s author; and 7) pre-test (Figure 1). Figure 1 - Flowchart of the steps in the Cultural Adaptation Process of the ACS Response Index for the Brazilian Population. Ribeirão Preto,SP, Brazil, 2023. *Translator 1: Brazilian and fluent in English; †Translator 2: Brazilian and fluent in English; ‡Translator 3: American and fluent in Portuguese; §Translator 4: American, healthcare professional, and fluent in Portuguese. Step 1 involved the initial translation of the instrument from English to Portuguese by two independent Brazilian translators fluent in English (Translator 1 and Translator 2). This step resulted in two Portuguese versions of the instrument. Next, Translator 1 and Translator 2 met with the study researchers to synthesize the Portuguese versions (Step 2), leading to the Consensual Portuguese Version 1. Step 3, the expert committee review, aimed to verify the semantic, idiomatic, cultural, and conceptual equivalences between the Original Version and Consensual Portuguese Version 1. Semantic equivalence evaluates the meaning of words while maintaining the sense across languages; idiomatic equivalence considers expressions unique to a specific location/language, which are difficult to translate and are replaced by equivalent expressions in the target culture; cultural equivalence refers to the context in which the instrument will be used, checking if the terms and situations in the original version are coherent with the target population's experiences; and conceptual equivalence highlights the importance of the concept within the cultural context, as some items may be semantically equivalent but lack conceptual equivalence18. This step was conducted before the back-translation to identify and correct potential errors and inappropriate items that might not be easily noticed during back-translation16. Five healthcare professionals were chosen to join the expert committee. Among them, four were nurses with post-doctorates and one was a physical therapist with a doctorate. All met at least two of the following criteria: expertise in cardiology, fluency in Portuguese and English, and knowledge in instrument adaptation and validation methodology. The discussion took place in a single meeting with all committee members19. The outcome of this step was the Consensual Portuguese Version 2. To develop Step 4, which involves back-translation, the Consensual Portuguese Version 2 was translated back into English. Two different translators from the initial stage, both native English speakers fluent in Portuguese, were selected (Translator 3 and Translator 4). This step resulted in two English versions, which were evaluated and synthesized into a single version during Step 5, generating the Final Consensual English Version, which was then sent to the original authors for evaluation and approval (Step 6). Subsequently, the pre-test (Step 7) was conducted to verify the understanding of the pre-final version of the instrument within the target population and to identify any wording issues. Potential participants were invited during hospital care, using the same inclusion and exclusion criteria applied for the measurement properties evaluation. Thirty individuals from the target population17 were individually interviewed and responded to Consensual Portuguese Version 2. The items were read up to three times upon the participant’s request for additional explanation. If, after these attempts, the participant still could not understand the item, no response was recorded (considered a missing data point), and the issue was documented for later discussion. The pre-test participants were not included in the evaluation of measurement properties. At the end of this stage, the final version, titled ACS Response Index-BR, was obtained. Measurement properties evaluation To evaluate the measurement properties, the ACS Response Index-BR was applied to a sample of 244 individuals to verify the reliability and the face, content, construct, and structural validity. Descriptive statistical analyses were conducted using the International Business Machines Corporation Statistical Package for the Social Sciences (IBM-SPSS) software, version 25.0. The sample size was defined based on the protocol developed by researchers from the Consensus-based Standards for the Selection of Health Measurement INstruments (COSMIN) initiative, which suggests a sample of five to seven times the number of items in the instrument being tested, and ≥ 100 individuals for Confirmatory Factor Analysis (CFA)20. Face and content validity were assessed in conjunction with the adaptation process by an expert committee, through consensus among professionals regarding clarity and perception of what is being measured (face validity) and the relevance of each item to the construct being studied (content validity). A consensus of 80% or higher among committee members was required for the modification of any item19. Reliability, measured through internal consistency, was assessed using KR-20 coefficients (Knowledge subscale) and Cronbach’s alpha (Attitudes and Beliefs subscales). Internal consistency values greater than 0.65 and 0.70 for KR-20 and Cronbach’s alpha, respectively, were considered acceptable21. Construct validity was estimated through hypothesis testing for known groups and by evaluating convergent validity. To assess the instrument’s ability to distinguish known groups, subscale results were compared based on age group (up to 59 years/60 years or older), whether participants received professional guidance about their heart condition or treatment (yes/no), and education level (years of schooling), as verified in previous studies using the ACS Response Index3,10,13,22-23. Independent sample t-tests and ANOVA were used for group mean comparisons. Convergent construct validity was assessed by analyzing correlations between the three subscales of the ACS Response Index-BR, based on the original instrument study10. Correlation strength was categorized as follows: values below 0.30 as weak correlation, between 0.30 and 0.50 as moderate correlation, and values above 0.50 as strong correlation24. The level of significance adopted for the analyses was 0.05. Structural validity was evaluated using CFA, where the original structure with four components in the Knowledge subscale (1. Stereotypical symptoms; 2. Other common symptoms; 3. Incorrect symptoms; 4. Symptoms consistent with stroke), and with two components in the Attitudes subscale (1. Symptom recognition; 2. Help-seeking) and in the Beliefs subscale (1. Expectations; 2. Action) was tested. The goal was to confirm whether the measured variables represent the analyzed construct and if the original factor structure fits the results obtained with the translated and adapted version of the instrument. CFA was conducted using R software via its RStudio interface with the aid of the sem and lavaan packages. To test model fit, the following indices were analyzed: chi-square (X2), degrees of freedom, Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), and Standardized Root Mean Square Residual (SRMR). The following criteria were considered indicative of adequate model fit: CFI close to or above 0.90, TLI close to or above 0.90, RMSEA below 0.06, and SRMR below 0.1025. RESULTS The translation stage resulted in two Portuguese versions, which presented some language discrepancies related to words or expressions with similar meanings (Examples: "tensão no peito" and "pressão no peito"; "frequência cardíaca acelerada" and "frequência cardíaca rápida"). These discrepancies were discussed during the translation synthesis, aiming to maintain the meaning of each item while using terms and expressions consistent with Brazilian culture. In the expert committee review, the suggested modifications generally involved adding or removing words or substituting them with synonyms. In some items, the committee suggested adding a brief explanation at the end of the sentence, placed in parentheses, to enhance the clarity of the information. All changes achieved over 80% agreement among committee members. The two English versions obtained through back-translation were approximately 61% identical, with differences mostly involving synonyms. The Final Consensual English Version, obtained after synthesizing the two back-translated English versions, was sent to the original authors for approval of the modifications made to meet semantic, idiomatic, and cultural equivalences. The authors did not request any additional changes. In the pre-test, Consensual Portuguese Version 2 was completed by 30 subjects, most of whom were male (n=21; 70%), with an average age of 64.9 years (SD=9.9), and married or in a consensual union (n=17; 56.7%). It was identified that some participants had difficulty with items 11 ([…] jaw pain), 29 ([…] if I thought I was having a heart attack, I would wait until I was very sure before going to the hospital), 30 ([…] if I thought I was having a heart attack, I would prefer someone take me to the hospital rather than an ambulance coming to my house), and 31 ([…] due to difficulties accessing healthcare services and financial/economic challenges, I would want to be absolutely sure I was having a heart attack before going to the hospital). As a result, the Consensual Portuguese Version 2 and the Original Version were sent to an expert with extensive experience in adaptation and validation methodology and proficient in English. Based on discussions and suggestions from the expert, additional adjustments were made to achieve cultural and conceptual equivalence for the items. This stage culminated in the final version, named the ACS Response Index-BR. The sample for the measurement properties evaluation consisted of 244 participants, predominantly male (n=150; 61.5%), married or in a consensual union (n=151; 61.8%), self-identified as white (n=150; 61.5%), with an average age of 62.19 years (SD=10.2). Among the participants, 61.5% reported having received guidance from a healthcare professional regarding heart disease and/or treatment at some point in their lives (Table 1). The mean scores for the Knowledge, Attitudes, and Beliefs subscales were 12.75 (SD=2.6), 13.48 (SD=3.39), and 22.40 (SD=3.16), respectively. In the Knowledge subscale, 26.2% achieved more than 70% correct answers, what is considered a high level of knowledge about the disease. Table 1 - Distribution of study participants according to sociodemographic characteristics. Ribeirão Preto, SP, Brazil, 2023. (n=244) Variable n (%) Mean (SD*) Median Minimum-Maximum Gender Male 150 (61.5) - - - Female 94 (38.5) - - - Age (in years old) - 62.19 (10.2) 61.50 32-87 Marital status Married 126 (51.6) - - - Separated/Divorced 35 (14.3) - - - Single 30 (12.3) - - - Widowed 28 (11.5) - - - Consensual union 25 (10.2) - - - Ethnicity White 150 (61.5) - - - Brown/Mixed 54 (22.1) - - - Black 33 (13.5) - - - Others 7 (2.9) - - - Received guidance from a healthcare professional Yes 150 (61.5) - - - No 94 (38.5) - - - * SD: standard deviation. The internal consistency results for the ACS Response Index-BR subscales were unsatisfactory for the Knowledge and Beliefs subscales. The KR-20 coefficient value was 0.399 for the Knowledge subscale (21 items), while the Cronbach’s alpha coefficient values were 0.577 for the Beliefs subscale (5 items) and 0.735 for the Attitudes subscale (7 items) (Table 2). Table 2 - Description of the 33 Items in the ACS Response Index-BR and Values for the KR-20 Coefficient, Total Cronbach’s Alpha, and Cronbach’s Alpha with Each Item Excluded in the ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto,SP, Brazil, 2023. (n=244) Subescales/Items KR-20* Cronbach's Alpha† Knowledge 0.399 1. Lower abdominal pain (pain in the lower belly) 2. Arm pain or shoulder pain 3. Arm paralysis 4. Back pain 5. Chest pain/pressure/tightness 6. Chest discomfort (heaviness, burning, or tenderness in the area) 7. Cough 8. Dizziness, vertigo 9. Headache 10. Heartburn/burning, indigestion, stomach issues 11. Jaw pain (chin) 12. Loss of consciousness/fainting 13. Nausea/vomiting 14. Neck ache 15. Numbness/tingling in the arm or hand 16. Pallor, bluish skin, color change 17. Palpitations/accelerated heart rate (rapid heartbeat) 18. Shortness of breath/difficulty breathing 19. Slurred speech 20. Sweating 21. Weakness/fatigue/tiredness Attitudes (Total) 0.735 22. How sure are you that you could recognize the signs and symptoms of a heart attack in someone else? 0.694 23. How sure are you that you could recognize the signs and symptoms of a heart attack in yourself? 0.651 24. How sure are you that you could differentiate heart attack symptoms from other health issues? 0.699 25. How sure are you that you could get help for someone if you thought they were having a heart attack? 0.680 26. How sure are you that you could get help for yourself if you thought you were having a heart attack? 0.719 Beliefs (Total) 0.577 27. If I feel chest pain that does not subside after 15 minutes, I should go to the hospital as quickly as possible. 0.572 28. I would be embarrassed to go to the hospital if I thought I was having a heart attack but wasn’t. 0.507 29. If I thought I was having a heart attack, I would wait until I was very sure before going to the hospital. 0.500 30. If I thought I was having a heart attack, I would prefer someone take me to the hospital rather than an ambulance coming to my house. 0.633 31. Due to healthcare expenses, I would want to be sure I was having a heart attack before going to the hospital. 0.509 32. If I have chest pain and I am not completely sure it is a heart attack, I should go to the hospital. 0.523 33. If I thought I was having a heart attack, I would go to the hospital immediately. 0.518 *Kuder-Richardson 20 Coefficient; †Cronbach’s alpha Coefficient. The results of the construct validity for known groups are presented according to the statistical tests for the three pre-established hypotheses. The first hypothesis was that younger individuals (up to 59 years old) would present higher scores compared to those aged 60 years or older across the three subscales of the ACS Response Index-BR. The results confirmed this hypothesis only for the Knowledge subscale (t=3.007; p<0.05). The second hypothesis was that participants who had received guidance from a healthcare professional regarding their heart disease or treatment would present higher scores across the three subscales compared to those who had not received such guidance. This hypothesis was only confirmed for the Beliefs subscale (t=2.687; p<0.05). The third and final hypothesis was that participants with higher educational levels (13 years or more of formal education) would present higher scores than those with lower educational levels (up to nine years and between 10 and 12 years), across the three subscales of the ACS Response Index-BR. The results confirmed this hypothesis only for the Beliefs subscale (F=3.878; p<0.05) (Table 3). Table 3 - Comparison of the distribution of subscale scores for Knowledge, Attitudes, and Beliefs of the ACS Response Index-BR, according to age group, healthcare professional guidance, and education level. Ribeirão Preto, SP, Brazil, 2023. (n=244) Characteristics Age group (in years old) Guidance from a healthcare professional Schooling (in years of study) Up to 59 60+ Yes No Up to 9 From 10 to 12 13+ Knowledge Mean (SD*) 13.40 (2.60) 12.39 (2.52) 12.73 (2.62) 12.80 (2.55) 12.70 (2.54) 13.07 (2.90) 13.30 (2.22) F† - - 0.791 t ‡ 3.007 -0.189 - p § 0.003 0.85 0.45 Attitudes Mean (SD) 3.74 (3.17) 13.34 (3.51) 13.52 (3.33) 13.44 (3.50) 13.58 (3.50) 13.29 (3.09) 14.04 (3.10) F - - 0.361 t 0.886 0.188 - p 0.38 0.85 0.70 Beliefs Mean (SD) 22.91 (3.12) 22.11 (3.16) 22.83 (3.00) 21.72 (3.30) 22.12 (2.99) 23.07 (3.53) 23.83 (3.63) F - - 3.878 tv 1.914 2.687 - p 0.057 0.008 0.022 * SD: standard deviation. †F-test for variance analysis; ‡t: t-test for independent samples; § p-value obtained from variance analysis and t-test for independent samples. In the evaluation of convergent construct validity, positive and statistically significant correlations of weak magnitude were found between the Knowledge and Beliefs subscale scores (r=0.217; p=0.001) and between the Knowledge and Attitudes subscale scores (r=0.128; p=0.046). The correlation between the Attitudes and Beliefs subscale scores was positive and of weak magnitude, but not statistically significant (r=0.052; p=0.42). Structural validity was assessed through CFA, where the results demonstrated adequate fit indices for the four-component model of the Knowledge subscale: CFI=0.792, TLI=0.761, RMSEA=0.058, and SRMR=0.065. For the two-component models of the Attitudes and Beliefs subscales, the index results were also satisfactory, showing a good model fit (Table 4). Table 4 - Fit Indices for the Model of Items in the Knowledge, Attitudes, and Beliefs Subscales of the ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto,SP, Brazil, 2023. (n=244) Subscale Adjust indexes Results Knowledge (21 items) DF 183 ꭓ²† 0.0 SRMR‡ 0.065 RMSEA§ 0.058 CFI|| 0.792 TLI¶ 0.761 Attitudes (5 items) DF 4 ꭓ² 0.149 SRMR 0.027 RMSEA 0.053 CFI 0.988 TLI 0.970 Beliefs (7 items) DF 13 ꭓ² 0.089 SRMR 0.047 RMSEA 0.048 CFI 0.971 TLI 0.952 *DF: degrees of freedom; †X²: chi-square; ‡SRMR: Standardized Root Mean Square Residual; §RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation; ||CFI: Comparative Fit Index; ¶TLI: Tucker-Lewis Index. For the Knowledge subscale, the CFA indicated that most relationships between latent and observed variables had moderate factor loadings, ranging from 0.30 to 0.69, except for items 1 [Lower abdominal pain (pain in the lower belly)] and 5 (Chest pain/pressure/tightness), which had factor loadings of 0.25 and 0.10, respectively. The correlations between latent variables were strong and positive for "stereotypical symptoms” and “other common symptoms" (r=0.72) and for "incorrect symptoms” and “symptoms consistent with stroke" (r=0.58). The other correlations were strong and negative (Figure 2). Figure 2 - Graphical representation of the 21 items in the Knowledge subscale of the ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto,SP, Brazil, 2023. (n=244) *F1: factor "Stereotypical symptoms"; †F2: factor "Other common symptoms"; ‡F3: factor "Incorrect symptoms"; §F4: factor "Symptoms consistent with stroke". For the Attitudes subscale, the CFA revealed moderate to strong relationships between latent and observed variables, with a minimum factor loading of 0.56 and a maximum of 0.75. The correlation between the latent variables "Symptom recognition” and “Help-seeking" was strong and positive (r=0.79) (Figure 3). Figure 3 - Graphical representation of the 5 items in the Attitudes subscale of the ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto,SP, Brazil, 2023. (n=244) *F1: factor “Symptom Recognition”; †F2: factor “Help-seeking”. Lastly, the CFA of the Beliefs subscale revealed moderate to strong relationships between latent and observed variables (factor loadings ranging from 0.48 to 0.80), except for item 30 (If I thought I was having a heart attack, I would prefer someone take me to the hospital rather than an ambulance coming to my house), which had a factor loading of 0.14. The correlation between the latent variables “Expectations” and “Action” was moderate and positive (r=0.46) (Figure 4). Figure 4 - Graphical representation of the seven items in the Beliefs subscale of the ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto,SP, Brazil, 2023. (n=244) *F1: factor “Expectations”; †F2: factor “Action”. DISCUSSION The high mortality rate from coronary artery disease (CAD), both nationally and globally, is a well-known reality, especially in low- and middle-income countries1,26. The lack of knowledge and delayed recognition of acute coronary syndrome (ACS) symptoms by individuals, particularly atypical symptoms, is one of the main factors that delays seeking healthcare3-5. Educational programs can be strong allies of the public health system and the population itself by teaching and preparing individuals to take appropriate actions and respond to an event like ACS. In this context, measurement instruments are important tools to assess individuals’ knowledge and responses to a cardiac event, thereby measuring the effectiveness of these programs and preventing deaths from ACS. In this study, the ACS Response Index was adapted to Brazilian Portuguese, and its measurement properties were tested in Brazilians with CAD. During the review, it was noted that none of the instruments adapted and validated within the national context assessed individuals’ knowledge about ACS. Moreover, it was found that the ACS Response Index has been used in various languages and countries10-13 but had not yet been adapted and validated for use in Brazil, which was the motivation for developing this study. The process of cultural adaptation and measurement properties evaluation was conducted according to the recommended literature16-17,20-21,25. It is important to highlight that the literature offers a variety of methodological approaches for the cultural adaptation of instruments; however, there is no consensus on the most appropriate methodology or strategy. A measurement instrument developed in one country can be used in other countries as long as it undergoes a proper cultural adaptation process that considers the context and culture of the target population. This practice promotes knowledge sharing among researchers and contributes to the comparison of results in studies using the same tool27. The initial translation stage should be conducted by at least two qualified and independent translators whose native language is the one into which the instrument is being translated. These recommendations also apply to the back-translation stage. The translation, back-translation, and translation synthesis stages allow for the detection of errors and divergent interpretations16. In this study, these stages were successfully completed, following the literature’s guidelines. During the expert committee evaluation, members thoroughly discussed the instrument’s content to verify and preserve the equivalencies between the original and translated versions. This stage is crucial to ensure understanding by the target population. In the original validation study, the expert committee consisted of five nurses with doctorates who assessed the completeness, wording, and format10. This evaluation method was also used in other studies describing the validation process of the ACS Response Index11-13. The face and content validity of the ACS Response Index-BR were found to be adequate in this study. It is noteworthy that 30 participants were included in the pre-test stage, in accordance with the recommendations17. During this stage, it was possible to understand the patient’s perspective regarding the instrument, allowing for the necessary adjustments to make it clearer and achieve a satisfactory level of equivalence. The reliability of the instrument was assessed through internal consistency, but satisfactory values were only obtained for the Attitudes subscale. The internal consistency results for the Knowledge and Beliefs subscales differed significantly from those obtained by the authors who assessed the reliability of the English10, Chinese11, and Arabic23 versions. On the other hand, the Beliefs subscale also presented an inadequate Cronbach’s alpha in the Iranian12 and Lebanese13 versions. A possible explanation for the result obtained, particularly with the Beliefs subscale, is that the items may not be fully applicable to the Brazilian population, leading to inconsistent responses from participants. The reliability of an instrument can be influenced by several factors, one of which is sample heterogeneity; the more homogeneous the sample, meaning the more similar the participants' responses, the lower the reliability indices28. The purpose of instruments is to detect variations in what is being measured. Therefore, if the sample members are too similar, the instrument will have more difficulty reliably distinguishing different levels of the attribute. In light of this, it was decided not to modify the Knowledge and Beliefs subscales and to encourage the application of the instrument in diverse samples. Construct validity, assessed through analysis of known groups, showed that individuals aged 59 or younger had higher levels in the Knowledge subscale, and those who received guidance from a healthcare professional and those with 13 or more years of education had higher scores in the Beliefs subscale. The literature shows that higher education levels are associated with higher scores in all three subscales of the ACS Response Index13,23. Similarly, some studies have pointed out that older individuals tend to have lower knowledge and attitude scores3,13. In the original study10, construct validity was tested by comparing scores between individuals who had received prior guidance from healthcare professionals and those who had not. The test showed that the instrument was able to identify differences between the groups, as those with higher scores were part of the group that had access to guidance. A study applying the ACS Response Index22 also demonstrated significant differences in the knowledge scores of subjects who had access to guidance from trained professionals. In the sample of this study, most participants reported receiving guidance from a healthcare professional regarding their heart disease and/or treatment, which significantly influenced their responses on the Beliefs subscale. However, this guidance did not lead to an increase in knowledge levels or more positive attitudes, unlike what was observed by the authors of the original version10. Convergent construct validity revealed a weak yet positive correlation between the Knowledge and Beliefs subscales and between the Knowledge and Attitudes subscales. In the original study, this test also showed significant correlations across all subscales10. In the adaptation and validation study conducted in China11, the correlation was moderate and positive between the Attitudes and Beliefs subscales (r=0.49, p<0.01), while the correlations were weak and positive between the Knowledge and Attitudes subscales (r=0.22, p<0.01) and the Knowledge and Beliefs subscales (r=0.21, p<0.01). A Jordanian study23 pointed to moderate and positive correlations between the Knowledge subscale and the Attitudes (r=0.55, p<0.01) and Beliefs subscales (r=0.56, p<0.01), as well as between the Attitudes and Beliefs subscales (r=0.58, p<0.01). Regarding structural validity, the ACS Response Index-BR demonstrated adequate fit to the original model. However, comparison with other validation studies was not possible since the authors opted to conduct new exploratory factor analyses instead of confirming the original proposed model11-12. Items one, five, and 30 had factor loadings below the acceptable threshold (0.30)20. The decision was made to present the results related to the original theoretical model. Subsequently, after excluding the three mentioned items, the new version of the instrument should be administered to other samples of people with CAD. This would allow the new theoretical model to be verified using exploratory factor analysis21,29. Regarding the Knowledge subscale score, some authors opted to convert the result into a percentage for analysis purposes. In this context, the cutoff point to determine a high level of knowledge would be a score of 70% or higher13,22-23. In this study, 26.2% of the sample achieved a score classified as a high level of knowledge. A similar result was observed in a study conducted in Lebanon, where 26% of the sample showed a high level of knowledge13. In a study conducted in Guyana, the sample also demonstrated a low level of knowledge, with only 3.3% of the participants answering more than 70% of the items on the Knowledge subscale correctly30. Other studies reported higher rates of high knowledge levels, such as a study conducted in Jordan, where approximately 35% of participants achieved more than 70% correct answers on the Knowledge subscale23. In a study conducted in Australia, 61% of the sample achieved a high level of knowledge22. The disparity observed in the Knowledge subscale scores can be explained by the differing socioeconomic conditions that characterize developed and developing countries. This occurs because social inequalities tend to be more pronounced in underdeveloped countries, which can, in turn, impact access to healthcare and health education. A limitation of this study was the inclusion of individuals with CAD treated at a single tertiary-level hospital, which predominantly serves patients from the public unified healthcare system (SUS). These individuals mostly have less favorable socioeconomic conditions, low educational levels, and, since it is a tertiary hospital, many already present more severe clinical conditions than those treated in private or complementary healthcare services. Another limitation is the discussion of results given the lack of published articles describing the cultural adaptation process of the ACS Response Index, as well as the results of exploratory or confirmatory factor analyses. CONCLUSION This study presents the Brazilian version of the ACS Response Index, titled ACS Response Index-BR, which retained the 33 items and preserved the semantic, idiomatic, cultural, and conceptual equivalences in line with the original version. Construct validity showed satisfactory results. Items one, five, and 30 had factor loadings below the acceptable threshold, but this did not impact the structural validity, which demonstrated adequate fit to the original proposed model. The internal consistency results demonstrated satisfactory reliability only in the Attitudes subscale. Despite the identified limitations, this study contributes to the advancement of knowledge and evidence-based practice by providing a tool that helps assess individuals during an ACS episode. Given the particularities of the sample, it is recommended that additional methodological studies be conducted with the adapted version to test the instrument’s measurement properties in different healthcare settings and in samples with varied sociodemographic characteristics. ACKNOWLEDGMENT To the Hospital das Clínicas, Faculdade de Mecidina de Ribeirão Preto, for providing the opportunity for data collection and the development of this research. REFERENCES 1. World Health Organization (WHO). Cardiovascular diseases. Geneva: World Health Organization [Internet]. 2021 [cited 2023 Nov 27]. Available from: http://www.who.int/en/news-room/fact-sheets/detail/cardiovascular-diseases-(cvds) . 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TRANSLATED BY Leonardo Parachú. 10.1590/1980-265X-TCE-2024-0125pt Artigo Original ADAPTAÇÃO CULTURAL E AVALIAÇÃO DAS PROPRIEDADES DE MEDIDA DA VERSÃO BRASILEIRA DO ACUTE CORONARY SYNDROME RESPONSE INDEX 0000-0001-6433-6599 Costa Zanetti Daiane Vieira Medeiros 1 Concepção do estudo Análise e interpretação dos dados Discussão dos resultados Redação e/ou revisão crítica do conteúdo Coleta de dados Revisão e aprovação final da versão final 0009-0000-2373-1955 Araujo Laura da Silva 1 Coleta de dados Revisão e aprovação final da versão final 0000-0003-0613-5638 Ferrari Kethlen Louise Palha 1 Coleta de dados Revisão e aprovação final da versão final 0000-0002-1244-320X Tonetto Pedro Paulo Fernandes de Aguiar 1 Coleta de dados Revisão e aprovação final da versão final 0000-0002-3050-7000 Dantas Rosana Aparecida Spadoti 1 Concepção do estudo Análise e interpretação dos dados Discussão dos resultados Redação e/ou revisão crítica do conteúdo Revisão e aprovação final da versão final 1 Universidade de São Paulo, Escola de Enfermagem de Ribeirão Preto. Ribeirão Preto, São Paulo, Brasil. Universidade de São Paulo Escola de Enfermagem de Ribeirão Preto Ribeirão Preto São Paulo Brasil AUTOR CORRESPONDENTE Daiane Vieira Medeiros Costa Zanetti. [e-mail] CONFLITO DE INTERESSES Não há conflito de interesses. EDITORES Editores Associados: Glilciane Morceli, Ana Izabel Jatobá de Souza. Editor-chefe: Elisiane Lorenzini. RESUMO Objetivo: realizar a adaptação cultural e avaliar as propriedades de medida da versão brasileira do Acute Coronary Syndrome Response Index. Método: estudo metodológico desenvolvido com adultos, de ambos os sexos e com doença arterial coronariana. Foram excluídos os indivíduos com incapacidade de compreender o português, com déficit auditivo e desorientados. Os dados foram coletados de novembro de 2020 a agosto de 2022 em um hospital universitário no interior do estado de São Paulo. A adaptação cultural seguiu as etapas preconizadas pela literatura. As propriedades de medida foram avaliadas em uma amostra de 244 indivíduos, sendo testadas a confiabilidade e as validades de face, conteúdo, constructo e estrutural. Resultados: a versão brasileira do instrumento manteve as equivalências semântica, idiomática, conceitual e cultural, assim como a versão original. Os resultados da consistência interna das subescalas foram: KR-20 de 0,399 para a subescala de Conhecimento e Alfa de Cronbach de 0,735 e 0,577, respectivamente, para as subescalas de Atitudes e Crenças. Resultados da análise fatorial confirmatória evidenciaram índices de ajustes adequados ao modelo original de três subescalas (Conhecimento, Atitudes e Crenças). A validade de constructo convergente mostrou correlação fraca e positiva entre as subescalas de Conhecimento e Crenças e de Conhecimento e Atitudes. Conclusão: a versão brasileira preservou as equivalências textuais, validades de face, conteúdo e constructo e obteve ajuste adequado ao modelo original quando utilizada em pessoas com doença arterial coronariana atendidas em um hospital público e de ensino. Sugere-se a realização de estudos adicionais em diferentes instituições de saúde e em amostras com características distintas. DESCRITORES: Síndrome coronariana aguda Doença das coronárias Estudos de validação Tradução Pesquisa metodológica em enfermagem Conhecimento Atitude INTRODUÇÃO As doenças cardiovasculares são responsáveis pela maior taxa de mortalidade no Brasil e no mundo, sendo a Doença Arterial Coronariana (DAC) uma de suas formas mais prevalentes1. A DAC resulta da aterosclerose, fenômeno ocasionado pelo acúmulo anormal de lipídios e tecido fibroso nas paredes das artérias coronárias, que obstrui o fluxo sanguíneo, podendo reduzir ou interromper a irrigação do miocárdio e levar a um quadro de Síndrome Coronariana Aguda (SCA)1-2. Sabe-se que quanto mais rápida for realizada a reperfusão do músculo cardíaco em casos de SCA, maiores serão as chances de sobrevida sem danos. No entanto, a falta de conhecimento e o retardo em reconhecer os sintomas isquêmicos são os principais fatores que influenciam o atraso do atendimento pré-hospitalar, sendo, portanto, determinantes do tamanho da isquemia miocárdica e da mortalidade pré e intra-hospitalar3-5. Os programas educacionais focados no reconhecimento dos sinais e sintomas da SCA, nas respostas a esses sintomas e no gerenciamento de fatores de risco são importantes estratégias, pois melhoram a sobrevida e reduzem os eventos recorrentes6. A implementação de programas ou intervenções educativas requer a necessidade de acompanhamento e avaliação. Nesse contexto, a utilização de instrumentos para avaliar o conhecimento e as respostas dos indivíduos a um evento cardíaco é fundamental para mensurar a eficácia desses programas e prevenir os óbitos por SCA. Os instrumentos de medida construídos/adaptados e validados para a aplicação em indivíduos com DAC no Brasil apresentam escrita complexa e enfocam, sobretudo, os fatores de risco relacionados à essa condição7-9. Além disso, não foram encontrados instrumentos validados para a avaliação do conhecimento sobre os sintomas da SCA. O Acute Coronary Syndrome (ACS) Response Index é um instrumento que avalia a resposta do indivíduo à SCA, por meio de seu conhecimento, atitudes e crenças10. Foi desenvolvido e validado para o idioma inglês pela Dra. Bárbara Riegel, enfermeira e professora da Universidade da Pensilvânia, juntamente com um grupo de enfermeiras, nos Estados Unidos, Austrália e Nova Zelândia10, adaptado culturalmente e validado para o uso na China11, no Irã12 e no Líbano13. É um instrumento de fácil aplicação, e pode ser útil para os profissionais de saúde, especialmente os enfermeiros, avaliarem a resposta de indivíduos frente à SCA, identificando o conhecimento sobre os sintomas de um evento isquêmico, assim como, as informações e respostas apropriadas nessa situação. Esse instrumento também pode contribuir para a mensuração da eficácia de programas educativos direcionados a aumentar o conhecimento sobre a SCA, em instituições públicas e privadas14-15. Diante da importância da disponibilização e utilização, em ambiente hospitalar e também na atenção primária, de um instrumento que permita ao enfermeiro avaliar a resposta do indivíduo frente a um evento isquêmico, o objetivo deste estudo foi adaptar culturalmente e avaliar as propriedades de medida do ACS Response Index em indivíduos brasileiros com DAC. MÉTODO Trata-se de um estudo metodológico de adaptação cultural e avaliação das propriedades de medida do ACS Response Index no contexto brasileiro. Uma amostra não probabilística do tipo consecutiva foi constituída, da qual participaram indivíduos adultos (18 anos ou mais), de ambos os sexos e com DAC. Foram excluídos indivíduos com incapacidade de compreender o português, com déficit auditivo grave e não corrigido, e aqueles que não estavam orientados em relação ao tempo, espaço e/ou pessoa. Os dados foram coletados de novembro de 2020 a agosto de 2022 em um hospital universitário, no interior do estado de São Paulo, pela pesquisadora principal e por mais duas pesquisadoras auxiliares devidamente treinadas. A coleta ocorreu por meio de entrevista individual, realizada em ambiente privativo em um único encontro. Foram utilizados dois instrumentos: 1) Questionário de caracterização sociodemográfica e da história clínica (desenvolvido pelos autores); e 2) ACS Response Index - versão brasileira. A autora principal do ACS Response Index, Dra. Bárbara Riegel, concedeu a autorização em agosto de 2019 para o processo de adaptação cultural, avaliação das propriedades de medida e a publicação dos resultados da pesquisa. Esta pesquisa seguiu todos os preceitos éticos relacionados às pesquisas que envolvem seres humanos, sendo submetida e aprovada pelo Comitê de Ética em Pesquisa, conforme o Parecer nº 4.307.783. O consentimento de todos os indivíduos que aceitaram participar do estudo foi obtido por meio de assinatura do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido. Acute coronary syndrome response index (ACS response index) O ACS Response Index é composto por 33 itens, divididos em três subescalas: Conhecimento, Atitudes e Crenças. A subescala de Conhecimento contém 21 itens que abordam sintomas verdadeiros (15 itens) e falsos (seis itens) relacionados à SCA, com escala de respostas dicotômica (não/sim), para a qual se atribui a pontuação zero para respostas incorretas e um para respostas corretas. Desses itens, seis são pontuados de forma invertida, pois são considerados sintomas incorretos de SCA. O escore total da subescala de Conhecimento pode variar de zero a 21 pontos, sendo que uma pontuação maior traduz um melhor nível de conhecimento sobre os sintomas de SCA10. A subescala de Atitudes possui cinco itens que avaliam a percepção sobre as decisões tomadas em uma emergência ocasionada por SCA. As respostas são obtidas por uma escala ordinal de quatro pontos: 1) nem um pouco certo; 2) um pouco certo; 3) muito certo; 4) totalmente certo. O escore total pode variar de cinco a 20 pontos, sendo que os maiores valores indicam melhor percepção sobre as atitudes corretas a serem tomadas diante do reconhecimento dos sintomas e busca por ajuda10. A subescala de Crenças é composta por sete itens, para os quais a escala de resposta também é ordinal de quatro pontos: 1) concordo totalmente; 2) concordo; 3) discordo; 4) discordo totalmente. O escore total varia de sete a 28 pontos, sendo que um escore mais elevado significa melhores expectativas e possíveis ações tomadas frente a um evento cardíaco. Três itens dessa subescala são pontuados de forma invertida, ou seja, são afirmativas que pontuam mais quando o indivíduo concorda com o que foi exposto na frase, ao contrário das demais crenças que pontuam mais quando o indivíduo discorda da afirmativa. Os escores das três subescalas são computados de forma independente, porém, presume-se que sejam conceitos relacionados que influenciam a resposta à SCA10. Adaptação cultural O processo de adaptação cultural foi desenvolvido de acordo com as seguintes etapas16-17: 1) tradução inicial para a língua portuguesa; 2) síntese das versões em português; 3) comitê de especialistas; 4) retrotradução; 5) síntese das versões em inglês e comparação com a versão original; 6) avaliação do instrumento pelo autor da versão original; 7) pré-teste (Figura 1). Figura 1 - Fluxograma das etapas do processo de adaptação cultural do ACS Response Index para a população brasileira. Ribeirão Preto (SP), Brasil, 2023. *Tradutor 1: brasileiro e fluente no idioma inglês; †Tradutor 2: brasileiro e fluente no idioma inglês; ‡Tradutor 3: americano e fluente no idioma português; §Tradutor 4: americano, profissional da saúde e fluente no idioma português. A etapa 1, que corresponde à tradução inicial do instrumento do idioma inglês para o português, foi desenvolvida por dois tradutores independentes e brasileiros com conhecimento da língua e cultura inglesa (Tradutor 1 e Tradutor 2). Ao final dessa etapa, obtiveram-se duas versões do instrumento em português. Em seguida, tradutor 1 e tradutor 2 se reuniram com as pesquisadoras do estudo para realizar a síntese das versões em português (Etapa 2), dando origem à Versão Consensual em Português 1. A etapa 3, referente à avaliação pelo comitê de especialistas, teve como principal objetivo verificar as equivalências semântica, idiomática, cultural e conceitual entre a Versão Original e Versão Consensual em Português 1. A equivalência semântica permite avaliar o significado das palavras, mantendo o sentido entre os idiomas; na equivalência idiomática são consideradas as expressões características de determinado local/idioma, de difícil tradução, e que são substituídas por expressões equivalentes da cultura do idioma-alvo; a equivalência cultural se refere ao contexto no qual o instrumento será inserido e verifica se os termos e situações representadas na versão original são coerentes com as experiências da população-alvo; e na equivalência conceitual, destaca-se a importância do conceito no contexto cultural das pessoas da cultura-alvo, já que alguns itens podem ser semanticamente equivalentes, mas não possuir equivalência conceitual18. Essa etapa foi desenvolvida antes da retrotradução, a fim de identificar e corrigir os possíveis erros de equivalências e itens inadequados na tradução que não seriam notados com facilidade na retrotradução16. Cinco profissionais da área da saúde foram escolhidos para integrar o comitê de especialistas. Dentre eles, quatro eram enfermeiras com pós-doutorado e uma era fisioterapeuta com doutorado. Todos atenderam a, pelo menos, dois dos seguintes critérios: expertise em Cardiologia, fluência nas línguas portuguesa e inglesa, e conhecimento em metodologia para a adaptação e validação de instrumentos. A discussão ocorreu em uma reunião única com todos os membros do comitê19. Ao final dessa etapa, obteve-se a Versão Consensual em Português 2. Para desenvolver a etapa 4, que compreende à retrotradução, foi realizada a tradução da Versão Consensual em Português 2 para o inglês. Dois tradutores diferentes da etapa inicial, nativos da língua inglesa e com fluência na língua portuguesa foram selecionados (Tradutor 3 e Tradutor 4). Essa etapa resultou em duas versões em inglês, que foram avaliadas e sintetizadas em uma única versão durante a etapa 5, gerando a Versão Consensual em Inglês Final, que foi encaminhada aos autores da versão original para a avaliação e aprovação (Etapa 6). Em seguida, realizou-se o pré-teste (Etapa 7) com a finalidade de verificar a compreensão da versão pré-final do instrumento na população-alvo e detectar os problemas na redação. O convite aos potenciais participantes foi realizado durante o atendimento hospitalar, sendo os critérios de inclusão e exclusão os mesmos adotados para a avaliação das propriedades de medida. Trinta indivíduos da população-alvo17 foram entrevistados de forma individual e responderam a Versão Consensual em Português 2. Os itens eram lidos até três vezes, quando o participante solicitava uma explicação adicional. Após essas tentativas, se o participante continuasse sem compreender o item, não ocorria o registro de respostas (considerado como dado perdido) e a situação era registrada no instrumento, para posterior discussão. Os participantes do pré-teste não foram incluídos na avaliação das propriedades de medida. Ao término dessa etapa, obteve-se a versão final, intitulada ACS Response Index-BR. Avaliação das propriedades de medida Para a avaliação das propriedades de medida, o ACS Response Index-BR foi aplicado em uma amostra composta por 244 indivíduos, a fim de verificar a confiabilidade e as validades de face, conteúdo, constructo e estrutural. As análises estatísticas descritivas foram realizadas com o auxílio do programa International Business Machines Corporation Statistical Package for the Social Sciences (IBM-SPSS) versão 25.0. O tamanho amostral foi definido com base no protocolo desenvolvido pelos pesquisadores da iniciativa COnsensus-based Standards for the selection of health Measurement INstruments (COSMIN), que sugere uma amostra de cinco a sete vezes o número de itens do instrumento a ser testado e ≥ 100 indivíduos para a realização de Análise Fatorial Confirmatória (AFC)20. As validades de face e de conteúdo foram avaliadas em conjunto com o processo de adaptação do instrumento pelo comitê de especialistas, a partir da obtenção de um consenso entre os profissionais quanto à clareza e à percepção do que está sendo medido (validade de face) e relevância de cada item para o constructo estudado (validade de conteúdo). A obtenção de concordância igual ou superior a 80% entre os membros do comitê foi necessária para qualquer alteração em cada item do instrumento19. A confiabilidade, verificada por meio da consistência interna, foi avaliada pelos coeficientes KR-20 (subescala de Conhecimento) e Alfa de Cronbach (subescalas de Atitudes e Crenças). Foram considerados aceitáveis os valores de consistência interna superiores a 0,65 e 0,70 para o KR-20 e Alfa de Cronbach, respectivamente21. A validade de constructo foi estimada por meio de teste de hipóteses para grupos conhecidos e por avaliação da validade convergente. Para a avaliação da capacidade do instrumento de distinguir grupos conhecidos, foram comparados os resultados das subescalas segundo a faixa etária (até 59 anos/60 anos ou mais), relato de orientação por profissional de saúde a respeito de sua doença cardíaca ou tratamento (sim/não) e nível escolaridade (tempo de estudo em anos), conforme verificado em estudos prévios que utilizaram o ACS Responde Index3,10,13,22-23. Utilizou-se o teste t para as amostras independentes e a ANOVA para a realização das comparações de médias entre os grupos. A validade de constructo convergente foi verificada por meio de análise da correlação entre as três subescalas do ACS Response Index-BR, com base no estudo original do instrumento10. Para a avaliação da força de correlação, consideraram-se valores abaixo de 0,30 como de pouca correlação, entre 0,30 e 0,50 de moderada correlação e valores maiores que 0,50 de forte correlação24. O nível de significância adotado para as análises foi de 0,05. A validade estrutural foi avaliada mediante AFC, por meio da qual a estrutura original com quatro componentes na subescala de Conhecimento (1. Sintomas estereotipados; 2. Outros sintomas comuns; 3. Sintomas incorretos; 4. Sintomas consistentes com acidente vascular cerebral), e com dois componentes na subescalas de Atitudes (1. Reconhecimento dos sintomas; 2. Procura por ajuda) e de Crenças (1. Expectativas; 2. Ação) foi testada, a fim de confirmar se as variáveis mensuradas representam o constructo analisado e se a estrutura fatorial original se adequa aos resultados obtidos com a versão traduzida e adaptada do instrumento. Para realizar a AFC, utilizou-se o software R, por meio de sua interface RStudio e com o auxílio dos pacotes sem e lavaan. Para testar o ajuste ao modelo proposto foram analisados os índices: qui-quadrado (X2), graus de liberdade, Índice de Ajuste Comparativo (Comparative Fit Index - CFI), Índice de Tucker-Lewis (Tucker-Lewis Index - TLI), Raiz do Erro Quadrático Médio de Aproximação (Root Mean Square Error of Approximation - RMSEA) e Raiz Padronizada do Resíduo Médio (Standardized Root Mean Square Residual - SRMR). Foram considerados como critérios de ajuste adequado ao modelo os seguintes valores dos índices: CFI próximo ou superior a 0,90; TLI próximo ou superior a 0,90; RMSEA inferior a 0,06; SRMR inferior a 0,1025. RESULTADOS A etapa de tradução gerou duas versões em português, as quais apresentaram algumas discrepâncias na linguagem relacionadas às palavras ou expressões com significado semelhantes (Exemplos: tensão no peito e pressão no peito; frequência cardíaca acelerada e frequência cardíaca rápida). As discrepâncias foram discutidas durante a síntese das traduções, de forma a manter o significado de cada item e utilizar os termos e expressões da cultura brasileira. Na análise pelo comitê de especialistas as modificações sugeridas foram, de forma geral, em relação à retirada ou inserção de palavras, ou substituição por sinônimos. Em alguns itens, o comitê sugeriu descrever uma breve explicação ao final da frase, colocada entre parênteses, de modo a propiciar maior clareza à informação. Todas as alterações obtiveram concordância superior à 80% pelos membros do comitê. As duas versões em inglês obtidas com a retrotradução possuíam, aproximadamente, 61% dos itens idênticos e as palavras diferentes correspondiam aos sinônimos. A Versão Consensual em Inglês Final, obtida após a síntese das duas versões em inglês retrotraduzidas, foi encaminhada aos autores da versão original para a aprovação das modificações que haviam sido realizadas para atender às equivalências semântica, idiomática e cultural. Os autores não solicitaram alterações adicionais. No pré-teste, a Versão Consensual em Português 2 foi respondida por 30 sujeitos, a maioria do sexo masculino (n=21; 70%), com média de idade de 64,9 anos (DP=9,9) e casados ou em união consensual (n=17; 56,7%). Identificaram-se que alguns deles apresentaram dificuldade em relação aos itens 11 (Dor na mandíbula), 29 ([...]se eu achasse que estava tendo um ataque cardíaco, esperaria até ter muita certeza antes de ir ao hospital), 30 ([...]se eu achasse que estava tendo um ataque cardíaco, preferiria que alguém me levasse ao hospital do que uma ambulância viesse à minha casa) e 31 ([...]por causa das dificuldades de acesso aos serviços de saúde e dificuldades econômicas/financeiras, eu gostaria de ter certeza absoluta de que eu estava tendo um ataque cardíaco antes de ir ao hospital). A partir disso, a Versão Consensual em Português 2 e Versão Original foram encaminhadas a um especialista com ampla experiência em metodologia de adaptação e validação, e com domínio do idioma inglês. Com base na discussão e sugestões realizadas pelo especialista, foram realizadas novas adequações, de modo a obter equivalência cultural e conceitual para os itens. O final dessa etapa originou a versão final, denominada ACS Response Index-BR. A amostra da etapa de avaliação das propriedades de medida foi composta por 244 participantes, com predomínio de indivíduos do sexo masculino (n=150; 61,5%), casados ou em união consensual (n=151; 61,8%), que se autodeclararam brancos (n=150; 61,5%) e com média de idade de 62,19 anos (DP=10,2). Entre os participantes, 61,5% informaram já terem recebido orientação de profissional da saúde referente à doença cardíaca e/ou tratamento, em algum momento de sua vida (Tabela 1). As pontuações médias para as subescalas de Conhecimento, Atitudes e Crenças foram de 12,75 (DP=2,6), 13,48 (DP=3,39) e 22,40 (DP=3,16), respectivamente. Na subescala de Conhecimento, 26,2% apresentaram mais que 70% de acerto nas respostas aos itens, o que é considerado como alto nível de conhecimento sobre a doença. Tabela 1 - Distribuição dos participantes do estudo, segundo as características sociodemográficas. Ribeirão Preto, SP, Brasil, 2023. (n=244) Variável n (%) Média (DP*) Mediana Mínimo-Máximo Sexo Masculino 150 (61,5) - - - Feminino 94 (38,5) - - - Idade (em anos) - 62,19 (10,2) 61,50 32-87 Estado civil Casado 126 (51,6) - - - Separado/divorciado 35 (14,3) - - - Solteiro 30 (12,3) - - - Viúvo 28 (11,5) - - - União consensual 25 (10,2) - - - Etnia Branca 150 (61,5) - - - Parda/mestiça 54 (22,1) - - - Negra 33 (13,5) - - - Outros 7 (2,9) - - - Recebeu orientação de profissional da saúde Sim 150 (61,5) - - - Não 94 (38,5) - - - *DP: desvio-padrão. Os resultados da consistência interna das subescalas do ACS Response Index-BR foram insatisfatórios para as subescalas Conhecimento e Crenças. O valor do coeficiente KR-20 foi 0,399 para a subescala de Conhecimento (21 itens), enquanto os valores do coeficiente Alfa de Cronbach foram de 0,577 (subescala de Crenças, com cinco itens) e de 0,735 (subescala de Atitudes, com sete itens) (Tabela 2). Tabela 2 - Descrição dos 33 itens do ACS Response Index-BR e valores dos coeficientes KR-20, Alfa de Cronbach total e Alfa de Cronbach obtidos com a exclusão de cada item do ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto, SP, Brasil, 2023. (n=244) Subescalas/Itens KR-20* Alfa de Cronbach† Conhecimento 0,399 1. Dor abdominal inferior (dor na parte debaixo da barriga) 2. Dor no braço ou dor no ombro 3. Paralisia do braço 4. Dor nas costas 5. Dor/pressão/aperto no peito 6. Desconforto no peito (peso, queimação ou sensibilidade no local) 7. Tosse 8. Tontura, vertigem 9. Dor de cabeça 10. Azia/queimação, indigestão, problemas no estômago 11. Dor na mandíbula (queixo) 12. Perda de consciência/desmaio 13. Náusea/vômito 14. Dor no pescoço 15. Dormência/formigamento no braço ou na mão 16. Palidez, pele arroxeada, perda/mudança de cor 17. Palpitações/frequência cardíaca acelerada (coração acelerado) 18. Falta de ar/dificuldade para respirar 19. Fala enrolada 20. Suor 21. Fraqueza/fadiga/cansaço Atitudes (Total) 0,735 22. O quanto você está certo de que poderia reconhecer os sinais e sintomas de um ataque cardíaco em outra pessoa? 0,694 23. O quanto você está certo de que poderia reconhecer os sinais e sintomas de um ataque cardíaco em você mesmo? 0,651 24. O quanto você está certo de que poderia diferenciar os sinais e sintomas de um ataque cardíaco de outros problemas de saúde? 0,699 25. O quanto você está certo de que poderia conseguir ajuda para alguém se você pensasse que essa pessoa estivesse tendo um ataque cardíaco? 0,680 26. O quanto você está certo de que poderia conseguir ajuda para si mesmo se você pensasse que você estivesse tendo um ataque cardíaco? 0,719 Crenças (Total) 0,577 27. Se eu sentir dor no peito que não pare após 15 minutos, eu deveria ir para o hospital o mais rápido possível. 0,572 28. Eu ficaria com vergonha de ir ao hospital, se achasse que estava tendo um ataque cardíaco, mas não estivesse. 0,507 29. Se eu achasse que estava tendo um ataque cardíaco, eu esperaria até ter muita certeza antes de ir ao hospital. 0,500 30. Se eu achasse que estava tendo um ataque cardíaco, eu preferiria que alguém me levasse ao hospital do que uma ambulância viesse à minha casa. 0,633 31. Por causa das despesas com o tratamento de saúde, eu gostaria de ter certeza de que eu estava tendo um ataque cardíaco, antes de ir ao hospital. 0,509 32. Se eu estiver com dor no peito e não estiver totalmente certo se é um ataque cardíaco, eu deveria ir ao hospital. 0,523 33. Se eu achasse que estivesse tendo um ataque cardíaco, eu iria para o hospital imediatamente. 0,518 *Coeficiente Kuder-Richardson 20; †Coeficiente alfa de Cronbach. Os resultados da validade de constructo por grupos conhecidos estão apresentados segundo os testes estatísticos para as três hipóteses previamente estabelecidas. A primeira hipótese era que os indivíduos mais jovens (até 59 anos) apresentariam maiores escores em comparação aos indivíduos com 60 anos ou mais, para as três subescalas do ACS Response Index-BR. Os resultados confirmaram a hipótese apenas para a subescala de Conhecimento (t=3,007; p<0,05). A segunda hipótese estabelecia que os participantes que receberam orientação por profissional de saúde a respeito da sua doença cardíaca ou tratamento apresentariam maiores escores, nas três subescalas em comparação àqueles que não receberam. Essa hipótese somente foi confirmada para a subescala de Crenças (t=2,687; p<0,05). A terceira e última hipótese estabelecia que os participantes com maior nível de escolaridade (13 anos ou mais de ensino formal) apresentariam maiores escores do que aqueles com menor escolaridade (até nove anos e entre 10 e 12 anos), nas três subescalas do ACS Response Index-BR. Os resultados confirmaram essa hipótese apenas na subescala de Crenças (F=3,878; p<0,05) (Tabela 3). Tabela 3- Comparação da distribuição dos escores das subescalas de Conhecimento, Atitudes e Crenças do ACS Response Index-BR, segundo faixa etária, orientação por profissional da saúde e escolaridade. Ribeirão Preto, SP, Brasil, 2023. (n=244) Características Faixa etária (em anos) Orientação de profissional da saúde Escolaridade (em anos de estudo) Até 59 60 ou mais Sim Não Até 9 De 10 a 12 13 ou mais Conhecimento Média(DP*) 13,40 (2,60) 12,39 (2,52) 12,73 (2,62) 12,80 (2,55) 12,70 (2,54) 13,07 (2,90) 13,30 (2,22) F† - - 0,791 t ‡ 3,007 -0,189 - p § 0,003 0,85 0,45 Atitudes Média (DP) 3,74 (3,17) 13,34 (3,51) 13,52 (3,33) 13,44 (3,50) 13,58 (3,50) 13,29 (3,09) 14,04 (3,10) F - - 0,361 t 0,886 0,188 - p 0,38 0,85 0,70 Crenças Média (DP) 22,91 (3,12) 22,11 (3,16) 22,83 (3,00) 21,72 (3,30) 22,12 (2,99) 23,07 (3,53) 23,83 (3,63) F - - 3,878 t 1,914 2,687 - p 0,057 0,008 0,022 *DP: desvio-padrão. †Teste F para a análise das variâncias; ‡t: teste t para amostras independentes; § p-valor é proveniente da análise das variâncias e do teste t para as amostras independentes. Na avaliação da validade de constructo convergente constatou-se as correlações positivas e estatisticamente significantes, porém, de fraca magnitude entre os escores das subescalas de Conhecimento e Crenças (r=0,217; p=0,001) e Conhecimento e Atitudes (r=0,128; p=0,046). A correlação entre os valores das subescalas de Atitudes e Crenças foi positiva e de fraca magnitude, mas não estatisticamente significante (r=0,052; p=0,42). A validade estrutural foi verificada pela AFC cujos resultados demonstraram índices de ajuste adequados para o modelo de quatro componentes da subescala de Conhecimento: CFI=0,792, TLI=0,761, RMSEA=0,058 e SRMR=0,065. Para os modelos de dois componentes das subescalas de Atitudes e Crenças, os resultados dos índices também foram satisfatórios, demonstrando bom ajuste do modelo (Tabela 4). Tabela 4 - Índices de ajuste ao modelo dos itens das subescalas de Conhecimento, Atitudes e Crenças do ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto, SP, Brasil, 2023. (n=244) Subescala Índices de ajuste Resultados Conhecimento (21 itens) g.l.* 183 ꭓ²† 0,0 SRMR‡ 0,065 RMSEA§ 0,058 CFI|| 0,792 TLI¶ 0,761 Atitudes (5 itens) g.l. 4 ꭓ² 0,149 SRMR 0,027 RMSEA 0,053 CFI 0,988 TLI 0,970 Crenças (7 itens) g.l. 13 ꭓ² 0,089 SRMR 0,047 RMSEA 0,048 CFI 0,971 TLI 0,952 *g.l.: graus de liberdade; †X²: qui-quadrado; ‡SRMR: Raiz Quadrada Média Residual Padronizada; §RMSEA: Raiz do Erro Quadrático Médio de aproximação; ||CFI: Índice de Ajuste Comparativo; ¶TLI: Índice de Tucker-Lewis. Para a subescala de Conhecimento a AFC demonstrou que a maioria das relações entre as variáveis latentes e as observáveis apresentou uma carga fatorial moderada, variando entre 0,30 e 0,69, exceto para os itens números 1 [Dor abdominal inferior (dor na parte debaixo da barriga)] e 5 (Dor/pressão/aperto no peito), que apresentaram cargas fatoriais de 0,25 e 0,10, respectivamente. As correlações entre as variáveis latentes foram fortes e positivas para “sintomas estereotipados” e “outros sintomas comuns” (r=0,72), e para “sintomas incorretos” e “sintomas consistentes com acidente vascular cerebral” (r=0,58). As demais correlações foram fortes e negativas (Figura 2). Figura 2 - Representação gráfica dos 21 itens da subescala de Conhecimento do ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto, SP, Brasil, 2023. (n=244) *F1: fator “Sintomas estereotipados”; †F2: fator “Outros sintomas comuns”; ‡F3: fator “Sintomas incorretos”; §F4: fator “Sintomas consistentes com acidente vascular cerebral”. Para a subescala de Atitudes, a AFC revelou relações moderadas e fortes entre as variáveis latentes e as observáveis, com carga fatorial mínima de 0,56 e máxima de 0,75. A correlação entre as variáveis latentes “Reconhecimento dos sintomas” e “Procura por ajuda” foi forte e positiva (r=0,79) (Figura 3). Figura 3 - Representação gráfica dos cinco itens da subescala de Atitudes do ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto, SP, Brasil, 2023. (n=244) *F1: fator “Reconhecimento dos sintomas”; †F2: fator “Procura por ajuda”. Por fim, a AFC da subescala de Crenças evidenciou as relações moderadas e fortes entre as variáveis latentes e as variáveis observáveis (cargas fatoriais variando de 0,48 a 0,80), com exceção do item 30 (Se eu achasse que estava tendo um ataque cardíaco, eu preferiria que alguém me levasse ao hospital do que uma ambulância viesse à minha casa) que obteve carga fatorial de 0,14. A correlação entre as variáveis latentes “Expectativas” e “Ação” foi moderada e positiva (r=0,46) (Figura 4). Figura 4 - Representação gráfica dos sete itens da subescala de Crenças do ACS Response Index-BR. Ribeirão Preto, SP, Brasil, 2023. (n=244) *F1: fator “Expectativas”; †F2: fator “Ação”. DISCUSSÃO A alta taxa de mortalidade nacional e mundial devido a DAC é uma realidade conhecida, principalmente em países de baixa e média renda1,26. A falta de conhecimento e retardo do indivíduo em reconhecer os sintomas da SCA, principalmente os sintomas atípicos, é um dos principais fatores que atrasam a busca por atendimento de saúde3-5. Programas educativos podem ser fortes aliados do sistema público de saúde, bem como da própria população, no que diz respeito ao ensino e ao preparo para a tomada de atitude/ação e enfrentamento de um agravo como a SCA. Nesse contexto, instrumentos de medida são importantes ferramentas para avaliar o conhecimento e as respostas dos indivíduos a um evento cardíaco e, assim, mensurar a eficácia desses programas e prevenir óbitos por SCA. Neste estudo, o ACS Response Index foi adaptado para a língua portuguesa do Brasil e suas propriedades de medida foram testadas em brasileiros com DAC. Durante a revisão, notou-se que nenhum dos instrumentos adaptados e validados no contexto nacional avaliava o conhecimento dos indivíduos sobre a SCA. Além disso, verificou-se que o ACS Response Index foi utilizado em diversos idiomas e países10-13, mas ainda não havia sido adaptado e validado para ser utilizado no Brasil, o que foi motivo para desenvolver este estudo. O processo de adaptação cultural e avaliação das propriedades de medida foi conduzido de acordo com a literatura recomendada16-17,20-21,25. Salienta-se que a literatura oferece uma variedade de abordagens metodológicas para a adaptação cultural de instrumentos, contudo, não há consenso sobre a metodologia ou estratégia mais apropriada. Um instrumento de medida desenvolvido em determinado país, pode ser usado em países distintos, desde que seja submetido a um processo de adaptação cultural adequado, que considere o contexto e a cultura da população-alvo. Essa prática promove a partilha de conhecimentos entre os pesquisadores e contribui para a comparação de resultados em estudos que empregam a mesma ferramenta27. A etapa de tradução inicial deve ser realizada por, pelo menos, dois tradutores capacitados e independentes, que devem ter como língua materna aquela para a qual o instrumento será traduzido. Estas recomendações também são válidas para a etapa de retrotradução. As etapas de tradução, retrotradução, bem como as sínteses das traduções, permitem a detecção de erros e interpretações divergentes16. Neste estudo, essas etapas foram concluídas de maneira satisfatória, seguindo as orientações da literatura. Durante a avaliação pelo comitê de especialistas, os membros discutiram exaustivamente o conteúdo do instrumento com a finalidade de verificar e preservar as equivalências entre as versões original e traduzida. Esta etapa é fundamental para assegurar a compreensão pela população-alvo. No estudo de validação original, o comitê de especialistas foi composto por cinco enfermeiros com doutorado que avaliaram a completude, redação e formato10. Esse método de avaliação também foi utilizado em outros estudos que descreveram o processo de validação do ACS Response Index11-13. Verificaram-se adequadas validades de face e de conteúdo do ACS Response Index-BR neste estudo. Ressalta-se que 30 participantes foram incluídos na etapa de pré-teste, em conformidade com as recomendações17. Nesta etapa, foi possível compreender a perspectiva do paciente em relação ao instrumento, promovendo as alterações necessárias para torná-lo mais claro e para atingir um nível de equivalência satisfatório. A confiabilidade do instrumento foi verificada por meio da consistência interna, no entanto, foram obtidos valores satisfatórios apenas para a subescala de Atitudes. O resultado da consistência interna para as subescalas de Conhecimento e Crenças foi muito diferente dos obtidos pelos autores que verificaram a confiabilidade da versão em inglês10, mandarim11 e árabe23. Por outro lado, a subescala de Crenças também apresentou Alfa de Cronbach inadequado nas versões iraniana12 e libanesa13. Uma possível explicação para o resultado obtido, sobretudo com a subescala de Crenças, é que os itens não são totalmente aplicáveis à população brasileira, levando a respostas inconsistentes pelos participantes. A confiabilidade de um instrumento pode ser afetada por diversos fatores, sendo um deles a heterogeneidade da amostra, pois quanto mais homogênea for a amostra, ou seja, quanto mais similares forem as respostas dos sujeitos, menores serão os índices de confiabilidade alcançados28. O objetivo dos instrumentos é encontrar as variações presentes naquilo que está sendo medido. Portanto, se os membros da amostra forem muito parecidos, o instrumento terá mais dificuldade em distinguir de forma confiável os diferentes graus do atributo. Frente a isto, optou-se pela não alteração das subescalas de Conhecimento e de Crenças e encorajamento para a aplicação do instrumento em amostras variadas. A validade de constructo, verificada por meio da análise entre os grupos conhecidos, evidenciou que indivíduos com até 59 anos apresentaram níveis mais altos na subescala de Conhecimento e que os indivíduos que receberam orientação por profissional de saúde e aqueles com 13 anos ou mais de estudo apresentaram maiores escores na subescala de Crenças. A literatura demonstra que, quanto maior o nível de escolaridade, maiores são os escores observados nas três subescalas do ACS Response Index13,23. Ao seguir o mesmo raciocínio, alguns estudos apontaram que os indivíduos com idade mais avançada foram associados a escores de conhecimento e atitudes mais baixos3,13. No estudo original10, a validade de constructo foi testada por meio de comparação dos escores entre os indivíduos que receberam alguma orientação prévia por profissionais de saúde, daqueles sem qualquer orientação. O teste mostrou que o instrumento foi capaz de identificar as diferenças entre os grupos, pois os indivíduos com maiores escores faziam parte do grupo com acesso a orientação. Um estudo de aplicação do ACS Response Index22 também mostrou diferenças significativas no escore de conhecimento dos sujeitos que tiveram acesso à orientação por profissionais capacitados. Na amostra deste estudo, a maioria dos participantes informou ter recebido orientação de um profissional da saúde referente à sua doença cardíaca e/ou tratamento, o que foi significativo na resposta para a subescala de Crenças. Todavia, essa orientação não impactou no aumento do nível de conhecimento e nem em atitudes mais positivas, diferentemente do observado pelos autores da versão original10. A validade de constructo convergente revelou uma correlação fraca e positiva entre as subescalas de Conhecimento e Crenças e entre as subescalas de Conhecimento e Atitudes. No estudo original esse teste também foi realizado e demonstrou correlações significativas entre todas as subescalas10. No estudo de adaptação e validação desenvolvido na China11, a correlação foi moderada e positiva entre as subescalas de Atitudes e Crenças (r=0,49, p<0,01), enquanto as correlações foram fracas e positivas entre as subescalas de Conhecimento e Atitudes (r=0,22, p<0,01) e Conhecimento e Crenças (r=0,21, p<0,01). Um estudo jordaniano23 apontou correlações moderadas e positivas entre a subescala de Conhecimento com as subescalas de Atitudes (r=0,55, p<0,01) e de Crenças (r=0,56, p< 0,01), assim como entre as subescalas de Atitudes e Crenças (r=0,58, p< 0,01). Em relação à validade estrutural, o ACS Response Index-BR demonstrou ajuste adequado em relação ao modelo original, porém, não foi possível comparar com outros estudos de validação, pois os autores optaram por realizar novas análises fatoriais exploratórias, ao invés de confirmar o modelo original proposto11-12. Os itens um, cinco e 30 apresentaram cargas fatoriais abaixo do limite considerado aceitável (0,30)20. Optou-se por apresentar os resultados obtidos relacionados ao modelo teórico original. Posteriormente, após a exclusão dos três itens citados, a nova versão do instrumento deverá ser respondida por outras amostras de pessoas com DAC. Assim, o novo modelo teórico poderá ser verificado utilizando-se a análise fatorial exploratória21,29. Em relação ao escore da subescala de Conhecimento, alguns autores optaram por converter o resultado em porcentagem para fins de análise. Nesse contexto, o ponto de corte para determinar um alto nível de conhecimento seria de valores iguais ou superiores a 70% de acertos13,22-23. Neste estudo, 26,2% da amostra apresentou uma pontuação classificada como alto nível de conhecimento. Resultado parecido com o encontrado neste estudo pode ser observado em pesquisa desenvolvida no Líbano, na qual 26% da amostra apresentou alto nível de conhecimento13. Em um estudo desenvolvido na Guiana a amostra também apresentou baixo nível de conhecimento, pois, apenas 3,3% da amostra respondeu corretamente a mais de 70% dos itens da subescala de Conhecimento30. Outros estudos apresentaram taxas mais elevadas de alto nível de conhecimento, como pode ser observado em estudo realizado na Jordânia, o qual revelou que cerca de 35% dos participantes obtiveram mais de 70% de acertos na subescala de Conhecimento23. Em estudo conduzido na Austrália, 61% da amostra obteve alto nível de conhecimento22. A disparidade observada no escore da subescala de Conhecimento pode ser explicada pelas distintas condições socioeconômicas que caracterizam os países desenvolvidos e os subdesenvolvidos. Isso ocorre porque as desigualdades sociais tendem a ser mais evidentes em países subdesenvolvidos, o que, por sua vez, pode impactar no acesso ao cuidado e à educação em saúde. Uma limitação deste estudo foi inserir pessoas com DAC atendidas em uma única instituição hospitalar de nível terciário e que presta assistência, predominantemente para pacientes atendidos pelo Sistema Único de Saúde. Essas pessoas, em sua maioria, possuem condições socioeconômicas mais desfavoráveis, baixa escolaridade e, por ser um hospital terciário, muitas delas já apresentam quadro clínicos mais graves do que aqueles indivíduos atendidos por serviços de saúde complementar ou privado. Outra limitação está na discussão dos resultados diante da ausência de artigos já publicados que descreveram o processo de adaptação cultural do ACS Response Index, bem como os resultados das análises fatoriais, exploratórias ou confirmatórias. CONCLUSÃO Este estudo apresenta a versão brasileira do ACS Response Index, intitulada ACS Response Index-BR, a qual manteve os 33 itens e preservou as equivalências semântica, idiomática, cultural e conceitual, conforme a versão original. A validade de construto apresentou resultados satisfatórios. Os itens um, cinco e 30 apresentaram carga fatorial abaixo do limite aceitável, mas isso não impactou no resultado da validade estrutural, a qual demonstrou um ajuste adequado ao modelo original proposto. Os resultados da consistência interna demonstraram confiabilidade satisfatória apenas na subescala de Atitudes. Embora haja limitações identificadas, este estudo contribui para o avanço do conhecimento e da prática baseada em evidência, uma vez que disponibiliza uma ferramenta que auxilia na avaliação dos indivíduos diante de um episódio de SCA. Dadas as particularidades da amostra, sugere-se que estudos metodológicos adicionais sejam desenvolvidos com a versão adaptada, de modo a testar as propriedades de medida do instrumento em diferentes configurações de serviços de saúde e em amostras com características sociodemográficas variadas. AGRADECIMENTOS Ao Hospital das Clínicas da Faculdade de Mecidina de Ribeirão Preto, por proporcionar a coleta de dados e o desenvolvimento desta pesquisa. NOTAS ORIGEM DO ARTIGO Extraído da tese - Adaptação cultural e validação do instrumento Acute Coronary Syndrome Response Index para uso no Brasil, apresentada ao Programa de Pós-Graduação Enfermagem Fundamental, Escola de Enfermagem de Ribeirão Preto, Universidade de São Paulo, em 2023. FINANCIAMENTO O presente trabalho foi realizado com apoio da Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior - Brasil (CAPES) - Código de Financiamento 001. APROVAÇÃO DE COMITÊ DE ÉTICA EM PESQUISA Aprovado no Comitê de Ética em Pesquisa da Escola de Enfermagem de Ribeirão Preto, Universidade de São Paulo, parecer nº. 4.307.783, Certificado de Apresentação para Apreciação Ética nº 30391820.9.0000.5393.