Introdução

Os atos suicidas, principalmente pelo impacto que causam no indivíduo e nos outros significativos, continuam a ser uma das maiores preocupações para os clínicos e investigadores.

Nas últimas décadas, as elevadas taxas de suicídio na população em geral assim como o facto de o suicídio ocupar o segundo ou terceiro lugar das causas de morte nos jovens (OMS, 2012) contribuíram para o desenvolvimento de múltiplos estudos sobre a sua etiologia (e.g., A. L. Beautrais, 2000; Yang & Clum, 2000). A grande maioria das investigações centrou-se, sobretudo, nos fatores de risco (e.g., Bonner & Rich, 1988; M. S. Gould et al., 1996; Slap, Vorters, Chaudhuri, & Centor, 1989) em detrimento dos fatores protetores (Gutierrez, Osman, Kopper, & Barrios, 2000). Neste contexto emergiram vários instrumentos de avaliação dos fatores de risco considerados mais importantes na vulnerabilidade para os atos suicidas, de que são exemplos o Scale for Suicide Ideation (SSI, Beck et al., 1988), o Adult Suicidal Ideation Questionnaire (ASIQ, Reynolds, 1991), a Beck Hopelessness Scale (BHS, Beck et al., 1974) ou o Beck Depression Inventory (BDI, Beck, Erbaugh, Ward, Mock, & Mendelsohn, 1961; Beck & Steer, 1984).

No entanto, à semelhança do que ocorreu em vários domínios da Saúde e da Psicologia, numa perspetiva integrada na Psicologia Positiva (e.g., Jesus, Vieira, Santos, Ferreira, & Santos, 2011) , começou-se a perceber que os fatores protetores poderiam ter um efeito preventivo significativo sobre os atos suicidas. Na verdade, mesmo em presença de diversos fatores de risco, determinados indivíduos não cometem atos suicidas, o que sugere a existência de fatores protetores capazes de diminuir a probabilidade dos mesmos (A. Berman et al., 2006; Gutierrez et al., 2000).

A avaliação completa do risco de suicídio implicaria assim não só medidas relativas aos fatores de risco, mas também a inclusão de medidas sobre os fatores protetores (Gutierrez et al., 2000; Osman et al., 1998). Entre os principais fatores protetores dos atos suicidas pode enunciar-se as razões para viver, que consistem em crenças orientadas para a vida e expectativas de futuro capazes de impedir os atos suicidas (Linehan, Goodstein, Nielsen, & Chiles, 1983).

Linehan et al., em 1983, foram pioneiros no desenvolvimento do primeiro inventário destinado a avaliar as razões para viver em adultos – The Reasons for Living Inventory (RFL). O RFL teve como principal objetivo “medir a variedade de crenças potencialmente importantes como razões para não cometer suicídio” (Linehan et al., 1983, p. 277). A versão final do RFL é constituída por 42 itens categorizáveis em seis fatores: (1) Crenças sobre o coping e a sobrevivência; (2) Responsabilidades para com a família; (3) Preocupações relacionadas com os filhos; (4) Medo do suicídio; (5) Medo da desaprovação social e (6) Objeções morais. O instrumento original foi validado em língua inglesa, em duas amostras diferentes: clínica e não-clínica (Linehan et al., 1983).

O RFL foi, posteriormente, aplicado em amostras com outros idiomas, por exemplo na língua espanhola (Garza & Cramer, 2011; Oquendo et al., 2000), turca (Sahin, Batigun, & Sahin, 1998), sueca (Dobrov & Thorell, 2004), italiana (Innamorati et al., 2006; Ronconi, Testoni, & Zamperini, 2009), iraniana (Mahmoudi, Asgari, Azkhosh, & Kolaee, 2010) e portuguesa (Matias, 2012). Foi também aplicado a pessoas de diferentes faixas etárias, designadamente jovens-adultos a frequentar o ensino superior (J. B. Ellis & Lamis, 2007; Kralik & Danforth, 1992; Osman, Gregg, Osman, & Jones, 1992; Osman, Jones, & Osman, 1991; Pompili, Lester, et al., 2007), adultos (J. S. Miller, Segal, & Coolidge, 2001) e idosos (Edelstein et al., 2009).

Apesar de ter sido originalmente desenvolvido para adultos, alguns autores estudaram o instrumento original na população adolescente (Cole, 1989; Range, Hall, & Meyers, 1993). Osman et al. (1996) desenvolveram inclusivamente uma versão reduzida do RFL para o uso exclusivo com adolescentes – o Brief Reasons for Living Adolescent (BRFL-A); de referir que anteriormente já tinha sido também desenvolvida uma outra versão reduzida do RFL para adultos (Ivanoff, Jang, Smyth, & Linehan, 1994).

A necessidade de avaliar os fatores protetores, no âmbito de uma avaliação completa do risco de atos suicidas na adolescência, e a inexistência de medidas específicas para o efeito levou a que se tornasse prática comum a adaptação para os adolescentes de instrumentos originalmente concebidos para adultos (Cole, 1989; Osman

et al., 1996; Pinto, Whisman, & Conwell, 1998; Range et al., 1993). Todavia, esta generalização dos instrumentos a diferentes faixas etárias pode negligenciar características idiossincráticas e razões para viver específicas da população adolescente (Glancey, 1997); conduzir a índices pobres de ajustamento aos dados, no âmbito da análise fatorial confirmatória (Pinto et al., 1998; Range et al., 1993); e, simultaneamente, ser limitadora da criação de medidas próprias para avaliar dimensões positivas nesta faixa etária (Osman et al., 1998). Não obstante, os adolescentes têm menos experiências de vida e são emocional e cognitivamente diferentes dos adultos, o que pode distorcer a interpretação de instrumentos não adaptados à sua faixa etária (Gutierrez, 2006).

Atendendo a estas preocupações, Osman et al. (1998) procuraram “desenvolver uma medida de autorresposta que se focasse nos fatores adaptativos que são relevantes na avaliação do comportamento suicida adolescente” – o Reasons for Living Inventory for Adolescents (RFL-A) (Osman et al., 1998, p. 1064). Os autores definiram, a priori, que o instrumento deveria apresentar as seguintes características: (a) pequena dimensão; (b) fiável e válido para o uso em contextos clínicos e de investigação; (c) natureza multidimensional e (d) baseado no modelo cognitivo-comportamental do comportamento suicida25 (Osman et al., 1998).

Começaram por reunir um elevado número de itens (311) através de duas questões escritas – nomeadamente, quais as razões específicas que o respondente teria para não cometer suicídio e que razões outros adolescentes poderiam ter para não considerar o suicídio como uma alternativa séria – colocadas a estudantes do ensino secundário, do ensino superior (até aos 19 anos) e a adolescentes internados no serviço de Psiquiatria. Consultaram, ainda, um técnico de serviço social e um psicólogo clínico da infância e solicitaram-lhes que listassem as razões que os adolescentes normalmente apontavam para não cometer suicídio. Para completar a lista, ainda elaboraram itens com base na revisão da literatura temática e retiveram alguns itens de estudos anteriores dos próprios (Osman et al., 1998).

25_{O modelo cognitivo-comportamental do comportamento suicida assume que os indivíduos não-} suicidas têm crenças e expectativas adaptativas específicas que são diferentes das daqueles que cometem tentativas de suicídio (Osman et al., 1998). De acordo com este modelo, as razões para viver seriam mediadoras do comportamento suicida, uma vez que as expectativas e crenças esperançosas em relação ao futuro são mais características dos indivíduos que não se envolvem em comportamentos suicidas (Beck et al., 1997).

O conjunto total de itens foi progressivamente refinado com base em vários critérios, o que resultou na retenção de 32 itens na versão final. O formato de resposta foi definido numa escala de tipo Likert, de seis pontos, desde 1 (Nada importante) a 6 (Extremamente importante) (Osman et al., 1998), tal como na versão do RFL para adultos (Linehan et al., 1983).

Esta versão final do RFL-A, formulada nos EUA, tem sido amplamente utilizada para avaliar os fatores protetores contra o suicídio em adolescentes de vários países de língua inglesa. Além disso, o RFL-A foi validado noutros países, como na República da Coreia (Lee, 2011) ou no Irão (Koolaee, Mahmmodi, & Davaji, 2008), registando características psicométricas genericamente satisfatórias, tal como se apresentará de seguida.

A análise das características psicométricas do RFL-A original foi desenvolvida através de vários estudos em três fases, todas com amostras de adolescentes com idades compreendidas entre os 14 e os 18 anos (Osman et al., 1998).

Na primeira fase da investigação foram realizados dois estudos. No primeiro estudo, a amostra foi formada por 350 adolescentes da população não-clínica, recrutados em escolas secundárias, e o objetivo foi identificar a estrutura fatorial do RFL-A através da análise fatorial exploratória (AFE). Foram desenvolvidos os seguintes procedimentos: (a) o número de fatores extraídos foi baseado no valor próprio ≥ 1.0; (b) foram retidos apenas os itens com pesos fatoriais ≥ .40 no fator primário; (c) itens com pesos fatoriais ≥ .40 em mais do que um fator foram excluídos; (d) selecionou-se o método das componentes principais e (e) experimentou-se a rotação varimax e a rotação oblíqua, tendo-se optado pela última. A primeira análise obteve 6 fatores. No entanto, após reanálises dos itens, a solução final, explicativa de 64.8% da variância total, resultou em 5 fatores interpretáveis: Otimismo sobre o futuro (OF); Medo do suicídio (MS); Aliança familiar (AF); Aceitação e suporte pelos pares (ASP) e Autoaceitação (AA) (Tabela 2) (Osman et al., 1998).

Tabela 2

Fatores do RFL-A e Itens Correspondentes (Versão Original, N = 350)

Fatores do RFL-A Número de

itens

Itens

correspondentesa α

Otimismo sobre o futuro (OF) 7 4,11,13,15,19,25,28 .91

Fatores do RFL-A Número de itens

Itens

correspondentesa α

Aliança familiar (AF) 7 1,7,12,17,23,24,30 .93

Aceitação e suporte pelos pares (ASP) 6 5,6,10,16,22,27 .89

Autoaceitação (AA) 6 3,9,14,18,29,31 .93

Nota. a _{Não existem itens em sentido inverso; α = Alfa de Cronbach.}

Foi realizado um segundo estudo, ainda na primeira fase, com uma amostra de 654 adolescentes da população não-clínica, estudantes da escola secundária, com o objetivo de avaliar o ajustamento do modelo oblíquo de 5 fatores aos dados através da análise fatorial confirmatória (AFC). O modelo de 5 fatores mostrou um ajustamento adequado aos dados: Normed fit index (NFI) = .92; Nonnormed fit index (NNFI) = .93; robust comparative fit index (R-CFI) = .97; e Root mean square error of approximation (RMSEA) = .06. Foi também determinado o qui-quadrado Satorra-Benter, SB-χ2 = 800.51; df = 454; p < .001 (Tabela 3a). Os itens saturaram significativamente nos seus fatores e as correlações entre os fatores foram moderadas (entre .45 e .69). Estes resultados indicaram um ajustamento adequado aos dados, pelo que se manteve o modelo oblíquo de 5 fatores previamente obtido na AFE (Osman et al., 1998).

Numa outra amostra de adolescentes do ensino secundário (N = 442), a AFC foi repetida para avaliar o ajustamento de três modelos: (a) um modelo oblíquo de 5 fatores (SB-χ2 = 726.93; gl = 454; p < .001; NFI = .90; NNFI = .93; R-CFI = .96; RMSEA = .07) (Tabela 3b); (b) um modelo ortogonal de 5 fatores (SB-χ2 = 1335.18; gl = 464; p < .001; NFI = .83; NNFI = .84; R-CFI = .89; RMSEA = .10) e (c) um modelo de um fator (SB-χ2 = 3350.11; gl = 464; p < .001; NFI = .59; NNFI = .58; R-CFI = .62; RMSEA = .16). Apenas o modelo oblíquo de 5 fatores foi validado, pois os índices de ajustamento para os outros dois modelos não foram satisfatórios (Osman et al., 1998).

Similarmente, Gutierrez et al. (2000) testaram, através da AFC, o ajustamento de três modelos fatoriais potencialmente úteis do ponto de vista estatístico e conceptual: (a) um modelo oblíquo de 5 fatores (SB-χ2 = 116.11; gl = 80; p < .001; NFI = .947; NNFI = .961; R-CFI = .983; RMSEA = .035) (Tabela 3c); (b) um modelo ortogonal de 5 fatores (SB-χ2 = 552.30; gl = 90; p < .001; NFI = .767; NNFI = .752; R-CFI = .784; RMSEA = .464) e (c) um modelo de um fator (SB-χ2 = 700.98; gl = 90; p < .001; NFI = .655; NNFI = .616; R-CFI = .714; RMSEA = .101). O modelo oblíquo de 5 fatores apresentou o melhor ajustamento aos dados. Os pesos fatoriais do mesmo foram todos estatisticamente

significativos (variando de r = .87 a r = .94). As intercorrelações entre os fatores variaram de r = .51 a r = .82 (Gutierrez et al., 2000).

Estudos posteriores realizaram novamente a AFC para avaliar se a solução de 5 fatores se mantinha invariável em dois tipos de amostras: amostra não-clínica formada por adolescentes da escola secundária (N = 451) (Tabela 3d) e amostra clínica composta por adolescentes internados no serviço de Psiquiatria (N = 388) (Tabela 3e). A AFC, para cada uma das amostras em separado, mostrou um bom ajustamento da solução de 5 fatores aos dados de ambos. Além disso, o modelo de 5 fatores foi invariante nos grupos indicando um bom índice de ajustamento, mesmo depois de serem impostas todas as restrições sobre os pesos fatoriais e intercorrelações dos fatores. Estes dados suportam que a estrutura do RFL-A é similar em amostras clínicas e não-clínicas (Gutierrez & Osman, 2008).

Os autores do estudo do RFL-A, numa amostra iraniana, analisaram o ajustamento de cinco modelos: 1 fator, 2 fatores, 3 fatores, 4 fatores e 5 fatores. Os resultados mostraram que o modelo de 5 fatores apresentou o melhor ajustamento (SB χ2/df = 1.43; GFI = .94; AGFI = .89; CFI = .92; RMSEA = .032) (Koolaee et al., 2008).

No estudo das características psicométricas do RFL-A numa amostra de 406 adolescentes coreanos, a AFC também revelou um ajustamento razoavelmente satisfatório do modelo original de 5 fatores (χ2/df = 2.62; CFI = .91; TLI = .87; RMSEA = .06). Os coeficientes de correlação de Pearson entre os cinco fatores variaram entre r = .13 e r = .60) (Lee, 2011).

Tabela 3

Análise Fatorial Confirmatória do RFL-A (Modelo Oblíquo de 5 Fatores) (Osman et al., 1998)

Estudo original

(Gutierrez et al.,

2000) (Gutierrez & Osman, 2008)

N = 654a N = 442b N = 206c N = 451d N = 388e Índices de Ajustamento Amostra não- clínica* Amostra não- clínica* Amostra Clínica** Amostra não- clínica* Amostra Clínica** SB χ2 800.51 726.93 116.11 631.31 681.77 gl 454 454 80 454 454 NNFI .93 .93 .96 .94 .97

(Osman et al., 1998) Estudo original

(Gutierrez et al.,

2000) (Gutierrez & Osman, 2008)

N = 654a N = 442b N = 206c N = 451d N = 388e Índices de Ajustamento Amostra não- clínica* Amostra não- clínica* Amostra Clínica** Amostra não- clínica* Amostra Clínica** CIF .97 .96 .98 .95 .97 RMSEA .06 .07 .04 .03 .04

Nota. *Adolescentes da escola secundária; **Adolescentes internados no serviço de Psiquiatria; SB χ2 _{= Qui-quadrado}

Satorra–Bentler; gl = graus de liberdade; NNFI = Nonnormed fit index; CFI = Comparative fit index; RMSEA = Root- mean-square error of aproximation.

Em relação aos estudos de fiabilidade, na investigação original, foram obtidos dados que suportam uma boa consistência interna. Os coeficientes alfa de Cronbach foram bastante satisfatórios, quer para a escala total (α = .96), quer para as subescalas, OF (α = .92), MS (α = .93), AF (α = .94), ASP (α = .89) e AA (α = .94) (Osman et al., 1998).

No estudo de Gutierrez et al. (2000), o RFL-A registou também coeficientes alfa de Cronbach que apontam para uma forte consistência interna, quer nas subescalas (AF = .94; MS = .95; AA = .93; ASP = .92; OF = .94), quer na pontuação total (α = .97), em amostras de adolescentes internados no serviço de Psiquiatria. O coeficiente de correlação item-total corrigido para cada subescala foi superior a .40 (Gutierrez et al., 2000).

Na validação coreana do RFL-A, os coeficientes alfa de Cronbach também indicaram uma boa consistência interna, quer do RFL total (α = .93), quer das subescalas AF (α = .89), MS (α = .92), AA (α = .85), ASP (α = .88) e OF (α = .88) (Lee, 2011).

No estudo do RFL-A na amostra iraniana obtiveram-se igualmente coeficientes de alfa de Cronbach bastante satisfatórios no RFL-A total (α = .93) e nas subescalas AF (α = .88), MS (α = .92), AA (α = .91), ASP (α = .89) e OF (α =.90) (Koolaee et al., 2008). O coeficiente de correlação item-total corrigido para cada subescala foi superior a .40 (Koolaee et al., 2008).

A fiabilidade teste-reste na investigação original não foi testada, o que é apontado como uma limitação da mesma (Gutierrez & Osman, 2008).

No entanto, no estudo de Gutierrez e Osman (2008), a aplicação do RFL-A foi repetida à mesma amostra num intervalo de duas semanas. Apesar de as correlações serem positivas, moderadas e significativas, registou-se uma subida com algum significado nas médias das subescalas e pontuação total do RFL-A, justificada pelo facto

de a amostra ser formada por adolescentes internados no serviço de Psiquiatria e todos estarem a receber tratamento.

Na amostra iraniana, o método teste-reteste, num intervalo de duas semanas, obteve uma correlação alta, no valor de .87 (Koolaee et al., 2008).

Na segunda fase da investigação original, foi realizado um terceiro estudo em que participaram 442 adolescentes e que teve como principal objetivo avaliar a validade de constructo e concorrente. Os participantes preencheram, além do RFL-A, a Suicide Probability Scale (SPS; Cull & Cull, 1982), o Brief Symptoms Inventory (BSI; Derogatis, 1992), a Beck Hopelessness Scale (BHS; Beck et al., 1974), e o Suicidal Behaviors Questionnaire (SBQ; Linehan & Nielsen, 1981) (Osman et al., 1998).

A validade de constructo foi suportada pelas correlações negativas moderadas significativas das subescalas e da pontuação total do RFL-A com a BHS e com o BSI (Osman et al., 1998).

A validade concorrente foi garantida pelas correlações negativas moderadas significativas entre o RFL-A (pontuação total e subescalas) e as medidas relacionadas com os atos suicidas, nomeadamente as escalas do SPS e os índices do SBQ, mesmo quando controladas pelo distresse psicológico geral (Osman et al., 1998).

Do mesmo modo, Gutierrez et al. (2000) também encontraram correlações negativas significativas entre as pontuações totais e subescalas do RFL-A assim como as pontuações na BHS, no SPS e nos três itens selecionados do SBQ. No mesmo estudo foram encontradas correlações negativas e significativas entre o RFL-A (total e subescalas) e algumas escalas do Minnesota Multiphasic Personality Inventory for Adolescents (MMPI-A; Butcher et al., 1992), nomeadamente as escalas de depressão, alienação e problemas familiares (Gutierrez et al., 2000).

A pontuação total do RFL-A mostrou também estar correlacionada de forma negativa, moderada e significativa com a pontuação total do Inventory of Suicide Orientation-30 (ISO; King & Kowalchuk, 1994) (Osman et al., 2005).

Os resultados de Koolaee et al. (2008) mostraram uma correlação positiva entre o RFL-A e a variável felicidade e uma correlação negativa entre o RFL-A e a ideação suicida.

No estudo de Lee (2011), os adolescentes que registaram pontuações mais altas no RFL-A experienciaram menores níveis de sintomatologia depressiva, pensamentos

suicidas, risco de suicídio, sintomas de desesperança, hostilidade e autoavaliação negativa.

Na terceira fase da investigação original participaram três grupos de adolescentes: (a) 72 adolescentes da população não-clínica, recrutados em escolas secundárias (G1); (b) 72 adolescentes admitidos no serviço de Psiquiatria, mas que não realizaram tentativa de suicídio, nem tinham historial de tal comportamento (G2) e (c) 71 adolescentes admitidos no serviço de Psiquiatria na sequência de uma tentativa de suicídio (G3). Todos preencheram além do RFL-A, o SBQ, SPS, BHS, BSI e o MCSDS-Form C (Marlowe- Crowne Social Desirability Scale Form-C; Reynolds, 1982) (Osman et al., 1998).

Os resultados no RFL-A foram estudados em função do sexo dos grupos de participantes. Os coeficientes com função discriminante mostraram que valores altos na subescala Autoaceitação e baixos na subescala Medo do suicídio foram os mais úteis na diferenciação entre rapazes e raparigas, sendo que os rapazes têm uma Autoaceitação mais elevada e Medo do suicídio mais baixo do que as raparigas (Osman et al., 1998).

Gutierrez et al. (2000), por sua vez, analisaram as diferenças entre os sexos por grupos – não-suicida; primeira tentativa de suicídio; tentativas de suicídio múltiplas. No grupo não-suicida, o sexo masculino e feminino não apresentaram diferenças significativas em nenhuma das subescalas do RFL-A. No grupo que realizou a primeira tentativa de suicídio, as raparigas registaram valores mais elevados do que os rapazes nas subescalas Aliança familiar e Medo do suicídio. No grupo que realizou múltiplas tentativas de suicídio, os rapazes pontuaram mais alto do que as raparigas na subescala Aliança familiar (Gutierrez et al., 2000).

No estudo de Gutierrez e Osman (2008) registaram-se diferenças significativas em função do sexo apenas na subescala Suporte e aceitação pelos pares, sendo que o sexo feminino obteve pontuações mais elevadas do que o sexo masculino. Em relação à pontuação total do RFL-A não se registaram diferenças significativas entre os sexos (Gutierrez & Osman, 2008).

Lee (2011), na amostra coreana, não encontrou diferenças significativas entre os sexos no RFL-A total, nem nas subescalas do RFL-A.

A análise das diferenças entre os sexos nos vários estudos do RFL-A revela que os resultados não têm sido consensuais quanto à sua existência nas diferentes subescalas. No entanto, em relação à pontuação total do RFL-A, nenhum dos estudos refere diferenças significativas entre rapazes e raparigas.

Face ao exposto, o RFL-A tem mostrado ser um instrumento profícuo na avaliação complementar do risco de suicídio em adolescentes, baseado na vertente mais inovadora dos fatores protetores. As suas propriedades psicométricas têm sido bastantes satisfatórias nos vários estudos que as avaliaram, inclusivamente em vários países com culturas muito distintas; em Portugal, porém, não existe qualquer estudo sobre o mesmo em adolescentes. Desta forma, procurámos estudar as propriedades psicométricas do RFL-A em adolescentes portugueses, de forma a contribuir para que se possa tornar num potencial instrumento a integrar em protocolos de avaliação da vulnerabilidade e da proteção face aos atos suicidas.