J. Pediatr. (Rio J.) vol.93 número2

www.jped.com.br

ARTIGO

ORIGINAL

Reliability

and

validity

of

the

Brazilian

version

of

the

Pittsburgh

Sleep

Quality

Index

in

adolescents

夽

Muana

H.P.

Passos

,

Hítalo

A.

Silva

,

Ana

C.R.

Pitangui

,

Valéria

M.A.

Oliveira

,

Alaine

S.

Lima

_e

_Rodrigo

_C.

_Araújo

a_{UniversidadedePernambuco(UPE),ProgramadeMestradoemHebiatria,Recife,PE,Brasil} b_{UniversidadedePernambuco(UPE),DepartamentodeFisioterapia,Petrolina,PE,Brasil}

c_{UniversidadedePernambuco(UPE)/UniversidadeFederaldaParaíba(UFPB),ProgramaAssociadodePós-Graduac¸ão}

emEducac¸ãoFísica,Recife,PE,Brasil

Recebidoem22demarçode2016;aceitoem13dejunhode2016

KEYWORDS

Factoranalysis; Sleepdisorders; Adolescents; Reproducibilityof results

Abstract

Objective: Toevaluatethe reliabilityandvalidity oftheBrazilian versionofthePittsburgh SleepQualityIndex.

Methods: 309adolescents,subdividedintoasampleof209subjects,ofwhom25were reasses-sed,andanothersampleof100adolescents.ReliabilitywasassessedusingCronbach’s˛-values,

intraclasscorrelationcoefficient,StandardErrorofMeasure,MinimumDetectableChange,and Bland---Altmanplotting.Exploratoryanalysisofthequestionnairecomponentswasperformed basedonthesampleof209adolescents.Confirmatoryfactoranalysiswas performedwitha sampleof100individuals.

Results: Thesampleof209participantshadameanageof14.38(±1.94)years,comprising 80 (38.3%) girls and 129 (61.7%) boys. The sample of 100 adolescents hada mean age of 13.66 (±2.35) years,comprising 51 (51%) girls and49 (49%) boys.The questionnaire obtai-nedaStandardError ofMeasure=1.12andMinimumDetectableChange=3.10.Cronbach’s˛

was0.71andtheIntraclassCorrelationCoefficientwas0.65(95%CI:0.21---0.85).The factor analysisshowedthatthebestmodelofcomponentswastheonethatconsistedoftwofactors, excludingthecomponentontheuseofsleepmedications.

Conclusion: The questionnaire showed high internal consistency and moderate reliability. Furthermore, amodel with two factorsseems tobe the mostappropriate toevaluate the qualityofsleepinadolescents.

©2016SociedadeBrasileiradePediatria.PublishedbyElsevierEditoraLtda.Thisisanopen accessarticleundertheCCBY-NC-NDlicense(http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/ 4.0/).

DOIserefereaoartigo:

http://dx.doi.org/10.1016/j.jped.2016.06.006

夽 _{Comocitaresteartigo:PassosMH,SilvaHA,PitanguiAC,OliveiraVM,LimaAS,AraújoRC.ReliabilityandvalidityoftheBrazilianversion}

ofthePittsburghSleepQualityIndexinadolescents.JPediatr(RioJ).2017;93:200---6.

∗_{Autorparacorrespondência.}

E-mail:[email protected](M.H.Passos).

2255-5536/©2016SociedadeBrasileiradePediatria.PublicadoporElsevierEditoraLtda.Este ´eumartigoOpenAccesssobumalicenc¸aCC

PALAVRAS-CHAVE

Análisefatorial; Transtornosdosono; Adolescentes; Reprodutibilidadedos resultados

ConfiabilidadeevalidadedaversãobrasileiradoÍndicedeQualidadedoSono dePittsburghemadolescentes

Resumo

Objetivo: Avaliaraconfiabilidadeevalidadedaversãobrasileira doÍndicedeQualidadedo SonodePittsburgh.

Métodos: Umaamostrade309adolescentes,subdivididosemumade209indivíduos,dosquais 25foramreavaliados,eoutrade100adolescentes.Aconfiabilidadefoiavaliadapormeiodos valoresde␣deCronbach,coeficientedecorrelac¸ãointraclasse,erropadrãodamedida,mínima mudanc¸adetectáveleplotadográficoBland-Altman.Aanáliseexploratóriadoscomponentesdo questionáriofoifeitacombasenaamostrade209adolescentes.Aanálisefatorialconfirmatória foifeitacomaamostrade100indivíduos.

Resultados: Aamostrade209participantesteveumamédiade14,38(±1,94)anos,80(38,3%) meninase129(61,7%)meninos.A amostracompostapor100adolescentesteveuma média de 13,66 (±2,35) anos, 51 (51%) meninase 49 (49%) meninos.Oquestionárioobteve erro padrãodamedida=1,12emudanc¸amínimadetectável=3,10.O␣deCronbachfoide0,71e coeficientedecorrelac¸ãointraclassede0,65(IC95%0,21-0,85).Asanálisesfatoriaisapontaram como melhor modelode componentes aquele compostopor doisfatores, com exclusãodo componentesobreusodemedicamentosparadormir.

Conclusão: O questionárioobteve elevada consistência interna e confiabilidade moderada. Alémdisso,ummodelodedoisfatorespareceseromaisadequadoparaavaliaraqualidadedo sonoemadolescentes.

©2016SociedadeBrasileiradePediatria.PublicadoporElsevierEditoraLtda.Este ´eumartigo OpenAccesssobumalicenc¸aCCBY-NC-ND(http://creativecommons.org/licenses/by-nc-nd/4. 0/).

Introduc

¸ão

O sono é um processo biológico fundamental, principal-mentenapopulac¸ãoadolescente,poiséduranteosonoque é produzido o hormôniodocrescimento, essencial parao desenvolvimento físico do indivíduo.1 _{O sono inadequado} podeacarretarnos adolescentesprejuízosà saúde psicos-socialeaodesempenhoacadêmicoeodesenvolvimentode comportamentosderisco.2

Muitas ferramentas podem ser usadas para avaliar a presenc¸a de distúrbios dosono, entreeles questionários, que podem ser usados na prática clínica e em estudos epidemiológicos.3 _{NoBrasil, algunsinstrumentos que} ava-liamhábitosdesonoforamvalidados,comooQuestionário de Hábitos de Sono das Crianc¸as, que se propõe a ava-liar problemas desono em indivíduos, porém se restringe acrianc¸as.4_{Paraadolescentes,foivalidadaaEscala} Matu-tino/Vespertino,queselimitaaavaliarhoráriosdeacordar edormirdeadolescentes.5

OÍndicedeQualidadedoSonodePittsburgh(PSQI)éuma ferramentaautoaplicávelusadaparaavaliac¸ãodaqualidade dosonoedepossíveisdistúrbiosnoúltimomês.Foi desen-volvido por Buysse etal. (1989) e validadono Brasil, em populac¸ãoadulta,porBertolazietal.(2011).O questioná-rioébastanteusadoemdiversaspopulac¸õesetraduzidoe validadoparadiferenteslínguas.6---10

Coleetal.(2006),aoavaliaraestruturadoPSQIem adul-tossaudáveisecomdepressão,questionaramacapacidade doescore único doPSQI demensurar a natureza multidi-mensional dedistúrbios do sono.11 _{Após análises fatoriais} doscomponentes,osautorespropuseramqueummodelode

pontuac¸ãodetrêsfatoresseriamaisadequadoparaavaliar ascaracterísticasdo sono. Outrosestudostambém forne-cemevidênciasdequeummodelocommaisumfatorseria maisadequado para avaliarascaracterísticas dosono em populac¸ões específicas.12---15 _{Entretanto, as características} da populac¸ão estudada podem modificar a estrutura dos fatoresdoquestionário.

A versão brasileira desse instrumento foi validada em uma populac¸ão adulta, porém há uma escassez de estu-dos que avaliem a confiabilidade desse instrumento em populac¸ões adolescentes. Diante disso, e da necessidade de avaliac¸ão da estrutura fatorial do questionário em diferentes populac¸ões, o presente estudo teve objetivo duplo, de avaliar a confiabilidade dessa ferramenta de avaliac¸ãodequalidadedosonoefazeranálisefatorialdos componentesdoPSQIemadolescentes.

Métodos

Participantes

Naprimeiraetapa,paraaanálisefatorialexploratória, foramconsideradososseguintes critérios:populac¸ão esti-madade521 atletasamadores; intervalode confianc¸ade 95%;erroamostraldecincopontospercentuais;prevalência estimadadedistúrbiosdosonoem30%.16_Chegou-sea amos-tramínimade200adolescentes.Porém,essasubamostrafoi formadapor209adolescentes.

Para quantificar a amostra necessária para a segunda etapa, que contemplou a análise daconfiabilidade inter-dias(teste-reteste)doquestionário,foiusadooprograma Gpower 3.1.7, considerando um ␣=0,05; ␤=0,10 (poder de 90%); proporc¸ão de correlac¸ão para hipótese nula (␳H0)=0,40;proporc¸ãodecorrelac¸ãoparahipótese alter-nativa (␳ H1)=0,80. Chegou-se a uma amostra mínima necessária de 25 adolescentes. Esses sujeitos foram recrutados de forma aleatória na amostra inicial de 209adolescentes.

Naterceiraetapa,paraaanálisefatorialconfirmatória, foramanalisados100adolescentes,quepertenciamauma amostraindependente,conformerecomendac¸ãode diretri-zessobreanálisefatorial.17

Desse modo, participaram do estudo 309 adolescen-tes, foram incluídos todos os que tiveram o Termo de ConsentimentoLivreeEsclarecido(TCLE)assinadopelos res-ponsáveisouoTermodeAssentimentoassinadopormaiores deidade.Ocritériodeexclusãofoirelacionadoao preenchi-mentoinadequadodoquestionário.O estudofoiaprovado peloComitêdeÉticaemPesquisadaUniversidadede Per-nambuco.

Instrumento

O instrumento usadono estudo foi a versão brasileira do Índice de Qualidade do Sono de Pittsburg (PSQI), que foi traduzidoevalidadoporBertolazietal.(2011).Salienta-se queparaoestudo nãofoifeitaadaptac¸ão noinstrumento original.Oquestionáriofoi desenvolvidoporBuysseetal. (1989),com19questõesreferentesaqualidadeedistúrbios de sono no último mês. O questionário avalia sete com-ponentesdo sono: qualidade subjetiva, latênciado sono, durac¸ãodosono,eficiênciadosono,distúrbiosdosono,uso demedicamentosedisfunc¸ãodiária.Paracadacomponente oescorepodevariarde0a3,chega-seaumescoredeno máximo21pontos.Aspontuac¸õesacimade5pontosindicam máqualidadedosonodoindivíduo.

Análiseestatística

Foram calculados os valores de média e desvio padrão para asvariáveis numéricas. Para análise da consistência internafoicalculadoovalorde␣alfadeCronbach,valores acima de 0,70 foram indicativos de elevada consistência interna.18 _{ForamcalculadosaindaoErroPadrãodaMedida} (EPM) e a Mínima Mudanc¸a Detectável (MMD). Foi feito testetparaamostraúnicaparaavaliarpossívelpresenc¸ade diferenc¸aestatísticaentreosescoresnotesteereteste,foi plotadoaindaumgráficoBland-Altman,paraumaavaliac¸ão daconcordânciaabsoluta entreteste e reteste. Por meio dessemétodoépossível visualizaroviés,o erro,alémde

outliersetendências.19

Avalidadedos componentesdoPSQIfoi feitapormeio deumaanálisefatorialexploratória,comrotac¸ãoortogonal

varimax, com a amostrade209 adolescentes. Nessa

aná-lise,valoresmaioresdoque0,30foramconsideradoscomo fortecargafatorial.18_{Paraaavaliac¸ãodaconcordância} rela-tivaentreteste-retestedosescorestotaisdoquestionárioe dosescoresdosfatoresformadosnaanálisefatorial explora-tória,foicalculadooCoeficientedeCorrelac¸ãoIntraclasse (CCI),emumintervalodeconfianc¸a(IC)de95%.Essaanálise podevariarentre0e1,valoresentre0e0,4são referen-tesaconfiabilidadepobre,0,4a0,75moderadae0,75a1 excelente.20

Foifeitaaindaanálisefatorialconfirmatória, comuma amostra de 100 indivíduos, dos modelos obtidos a partir da análise fatorial exploratória. A adequac¸ão do modelo foi avaliada com base nos seguintes critérios de ajuste:

SRMR(Standardizedrootmeansquareresidual)omvalores

iguaisouinferioresa0,08,CFI(ComparativeFitIndex)com valoresiguaisouacimade0,95,RMSEA(RootMeanSquare

ErrorofAproximation)comvaloresentre0,05e0,08.21,22

As análises foramfeitas por meiodos pacotes estatís-ticos SPSS (IBM Corp. Released 2011. IBM SPSS Statistics paraWindows,versão 20.0,EUA),GraphPadPrism (Graph-Pad Prismversão 5.05para Windows,GraphPadSoftware, EUA)eSPSSAmos(Amos,versão23.0,ComputerProgram: IBMSPSS,EUA).

Resultados

Daamostrade309adolescentes,131(42,4%)eramdosexo feminino e 178 (57,6%) do masculino. A subamostra de 209participantesteveumamédiade14,38(±1,94)anos, 80(38,3%)meninase129(61,7%)meninos,enquantoa amos-trade100adolescentesteveumamédiade13,66(±2,35) anos,51(51%)meninase49(49%)meninos.

Análisefatorialexploratória

Foram identificados três modelos de componentes na análisefatorialexploratóriadoPSQIfeitacom amostrade 209 adolescentes. O modelo composto por três fatores foi responsável por 66,57% da variância total explicada (tabela1).Nessemodelo,oscomponentessobrealterac¸ões do sono e disfunc¸ão diurna saturaram para o primeiro e terceirofator.

Dessaforma,foifeitaanálisefatorialexploratóriadeum modelodedoisfatoresqueapresentouvariânciaexplicada de52,07%(tabela2).Contudo,ocomponentereferenteao uso demedicamentos obtevepobre cargafatoriale baixa correlac¸ãoemrelac¸ãoaosescoresdosfatores,nãofoi alo-cadoemalgumfator.Assim,foifeitaanálisedeummodelo composto por dois fatores, com exclusão do componente sobre usode medicamentos, que apresentou variânciade 60,41%(tabela2).

Tabela1 Matrizdecomponentesdetrêsfatoresematrizdacorrelac¸ãodoscomponentescomosfatoresdoPSQI(n=209)

Componente Cargafatorial Correlac¸ão

Fator1 Fator2 Fator3 Fator1 Fator2 Fator3

Qualidadesubjetivadosono 0,92 0,04 −0,04 0,87 0,12 0,24

Latênciadosono 0,91 0,02 −0,08 0,83 0,11 0,22

Durac¸ãodosono 0,15 0,82 −0,10 0,21 0,85 0,03

Eficiênciahabitualdosono −0,03 0,79 0,15 0,08 0,78 0,10

Alterac¸õesdosono 0,48 −0,04 0,46 0,37 0,05 0,83

Usodemedicamentosparaosono −0,06 0,04 0,86 0,06 0,06 0,61

Disfunc¸ãodiurna 0,55 0,23 0,32 0,76 0,19 0,31

%Variânciaexplicada(Total:66,74) 33,57 18,50 14,66

Tabela2 Matrizdecomponentesematrizdacorrelac¸ãodoscomponentesdomodelodedoisfatoresemodelodedoisfatores

comexclusãodocomponentesobreusodemedicamentosparadormir,doPSQI(n=209)

Component

Modelode2fatores Modelode2fatorescomexclusãodo

componente6

Cargafatorial Correlac¸ão Cargafatorial Correlac¸ão

Fator1 Fator2 Fator1 Fator2 Fator1 Fator2 Fator1 Fator2

Qualidadesubjetivadosono 0,91 0,01 0,83 0,13 0,91 0,01 0,83 0,12

Latênciadosono 0,89 −0,02 0,79 0,11 0,89 −0,02 0,79 0,11

Durac¸ãodosono 0,13 0,76 0,19 0,81 0,13 0,79 0,19 0,85

Eficiênciahabitualdosono −0,01 0,81 0,09 0,76 −0,01 0,81 0,09 0,78

Alterac¸õesdosono 0,53 0,07 0,60 0,07 0,53 0,04 0,60 0,05

Usodemedicamentospara dormir

0,04 0,26 0,07 0,32 --- --- ---

---Disfunc¸ãodiurna 0,59 0,29 0,75 0,20 0,59 0,27 0,75 0,20

%Variânciaexplicada 33,56 18,51 Total=52,07 39,05 21,36 Total=60,41

Confiabilidade

O PSQI obteve EPM de 1,12 ponto e um valor de MMD de 3,10 pontos. A confiabilidade teste-reteste do escore total do PSQI obteve um ICC de 0,65 (IC95%; 0,21-0,85). O PSQI obteve uma elevada consistência interna, com ␣ de Cronbach de 0,71. Após a exclu-são do escore do componente referente ao uso de medicamentos para dormir houve aumento no valor da

consistênciainternadoinstrumento,com␣deCronbachde 0,73.

Houvediferenc¸aestatísticaentreosescoresdoPSQIno testeereteste(p<0,001),oqueindicoupresenc¸adeerro sistemático,confirmadopelaanálisedaplotagemde Bland--Altman.19_{Afigura1representaasanálisesdaconcordância} absolutanotesteeretesteentreasmédiasdoescoretotal, comtodososcomponentesecomexclusãodocomponente sobreusodemedicamentosparadormir.

6

A

4

2

0

–2

–4

–6

8 6 4 2

0 10

+ 1,96DP

Viés (0,92)

– 1,96DP

+ 1,96DP

Viés (0,84)

– 1,96DP

Média do escore do PSQI

8 6 4 2

0 10

Média do escore do PSQI

Diferença dos escores entre 1

ae 2 aavaliação

Diferença dos escores entre 1

ae 2 aavaliação

6

B

4

2

0

–2

–4

–6

Figura1 GráficodeBlandeAltmandedispersãodasmédiasdoescoregeraldoPSQIdotesteereteste.(A)Escoretotalcom

Apartirdacomposic¸ãodosfatoresfoicalculadaa con-fiabilidade teste-reteste entre os escores dos diferentes modelos.Para omodelodetrêsfatores,osvaloresdeICC foramde0,59(IC95%;0,09-0,82),0,71(IC95%;0,35-0,87)e 0,81(IC95%;0,56-0,91),paraoprimeiro,segundoeterceiro fator,respectivamente. Para o modelo composto pordois fatoresoICCfoide0,67(IC95%;0,26-0,86)e0,64(IC95%; 0,19-0, 84). O modelo composto por dois fatores, com exclusãodocomponente sobreusodemedicamentospara dormir,obteveICCde0,67(IC95%;0,26-0,86)e0,71(IC95%; 0,35-0,87).

Análisefatorialconfirmatória

Combasenaanálisefatorialexploratória,foifeitaaanálise fatorialconfirmatória dos modelosde dois e três fatores. Todososmodelosobtiveramvaloresdeajustesconsiderados adequados.Oprimeiromodelo,compostoportrêsfatores, obtevevaloresdeSRMR=0,07,RMSEA=0,08eCFI=0,95.O segundo modelo, formado por dois fatores, obteve valo-res de SRMR=0,07, RMSEA=0,06 e CFI=0,97. O terceiro modelo, também composto por dois fatores, porém com a exclusão do componente sobre uso de medicamentos, obteve os valores SRMR=0,06, RMSEA=0,06 e CFI=0,97 (fig.2).

Discussão

O PSQI tem sido amplamente usado em estudos, porém temsequestionadosobreacapacidadedoescoretotalde avaliarascaracterísticasmultidimensionaisdosono,sefaz necessáriaa análisedaestrutura fatorialdoinstrumento. No presente estudo, a análise fatorial exploratória apon-touumprimeiromodelocompostoportrêsfatorescomalto percentualdevariânciaexplicada,entretantodois compo-nentessaturaramparadoisfatores.Nessesentido,optou-se porfazeranálisedeumsegundomodelocomdoisfatores,no

qualseobservouumadiminuic¸ãonopercentualdevariância explicadaebaixacargafatorialdocomponentesobreusode medicamentos.Issoindicaqueessenãoéumrepresentante útilnaconstruc¸ãofatorial.17

Diante desse resultado, foi construído um terceiro modelocomdoisfatores,comexclusãodessecomponente. Foi observado um aumento no percentual da variância explicada em relac¸ão ao segundo modelo e distribuic¸ão adequadadetodososcomponentes.Dessaforma,oterceiro modelo demonstrou melhor estrutura na análise fatorial exploratória,foielaboradoporumprimeirofatorcomposto pelos componentes:qualidade subjetiva dosono,latência do sono, alterac¸ões do sono e disfunc¸ão diurna; e um segundo fator formado por durac¸ão do sono, eficiência habitualdosono.

Posteriormente,foifeitaaanálisefatorialconfirmatória comostrêsmodelospropostos.Osresultadosdessaanálise apontamvaloresdeajustesaceitáveisparatodosos mode-los.Entretanto,diante daconstruc¸ãomaisconsistentena análisefatorialexploratóriaevaloresdeajustesadequados na análise fatorialconfirmatória, o modelo composto por doisfatoreseexclusãodocomponenteusode medicamen-tosparece sermaisadequadoparaavaliar aqualidadedo sonoemadolescentes.

Oresultado negativorelacionado aocomponente sobre usodemedicamentosparadormirpodeserexplicadopela baixaprevalênciadousodessasmedicac¸ões,quefoide ape-nas3,6%.Emestudofeitocomadultosjovens,naqual tam-bémfoi encontradabaixaprevalênciadesse uso,de3,9%, elarefletiunabaixacargafatorialdessecomponente.12_Os autoresanalisaramentãomodelosemqueessecomponente foiremovido,porémnãohouvegrandeimpactonosvalores de ajuste. Entretanto, salienta-se que em adultos jovens e demeia-idadeousodemedicac¸ãoparadormiré baixo, tem um aumento em adultos idosos ou populac¸ões com patologias específicas.23 _{Por outro lado, em estudo feito} comjovens,osautoresrelataramqueocomponentesobre ousodemedicamentosparadormircontribuiudemaneira

0,17

0,22 0,93

0,97

1,19

0,16

0,26

0,31

Fator 1

Qualidade subjetiva do sono

Latência do sono

Duração do sono

Eficiência habitual do sono

Alterações de sono

Disfunção diurna

e1

e2

e3

e4

e5

e6 Fator 2

Figura2 MelhormodeloresultantedaanálisefatorialconfirmatóriadoPSQI,compostopordoisfatorescomexclusãodo

negativa na consistência interna do instrumento.24 _Da mesma forma,no presenteestudo houve umaumento da consistênciainternadoPSQI,queinicialmenteerade0,71, para um valor de 0,73, quando retirado o componente sobreusodemedicac¸ões.Dessaforma,especula-se que a avaliac¸ão sobreo usodemedicamentos paradormir pode nãoserumamedidasignificativadaqualidadedosonoem indivíduosmaisjovenseespecificamenteemadolescentes. Diferentes estudostêm demonstrado que a construc¸ão do PSQI com múltiplos fatoresparece ser maisadequada para avaliac¸ão das diferentes características do sono em populac¸õesadultas.10,25_{Jáemindivíduoscomdoenc¸as} espe-cíficas há divergências quanto à melhor proposic¸ão da estruturadoquestionário,vistoqueempacientes transplan-tadosecomsíndromedafadigacrônicaasanálisesfatoriais doPSQIdemonstraram que ummodelo compostoportrês fatoresseria mais apropriado para avaliac¸ão do sono,13,15 enquantoempacientescomcâncerdemamaomodelo ori-ginaldeescoreúnicosemostrouválidoecapazdeavaliar asdisfunc¸õesdesono.14

Nesse sentido, é possível observarque há divergências naproposic¸ãodaestruturamaisadequadadoinstrumento, variaconformefaixaetáriaepatologiasespecíficas.Dessa forma,aestruturadoquestionárionãodevesergeneralizada paraavaliaraqualidadedosonoemdiferentespopulac¸ões, énecessáriaaanálisefatorialdoscomponentes.

Outro aspectoimportante aseravaliado éa reproduti-bilidade doinstrumento, seconsiderarmosa possibilidade de uso mesmo em diferentes momentos e também para avaliac¸ãodoefeitodetratamentoespecífico.Nossos acha-dos indicam uma confiabilidade moderada do PSQI para adolescentes, com ICC de 0,65. No entanto, estudosque sepropuseramaavaliaraconfiabilidadeteste-retestecomo instrumentoempopulac¸õesadultasobtiveramelevada con-fiabilidade, com valores de coeficiente de correlac¸ão de Pearson de 0,83 e 0,87.6,26 _{Essa divergência de resultado} podeserexplicadapeladiferenc¸anamedidade confiabili-dadeusada,vistoqueocoeficientedecorrelac¸ãodePearson não é considerado uma medida apropriada, pois avalia a relac¸ãoentremétodos,enãoaconcordânciaentreeles.19

Dessaforma,sefaznecessáriaaanálisedeconfiabilidade doquestionáriocomacombinac¸ãodemedidasqueaavaliem deformarelativaeabsoluta.Nessesentido,foifeitaa aná-lisedaplotagemdeBland-Altmandoescoretotalcomtodos oscomponentesdoquestionárioedoescorecomexclusão do componente sobre medicac¸ão para dormir. Destacam--se a presenc¸a de um outlier em ambos os gráficos e a concentrac¸ão da maior parte dos pontos acima de zero. Esse resultado, somadoà presenc¸a dediferenc¸a significa-tivaentreasmédias dosescoresdoquestionário,indica a presenc¸adeerrosistemático.Nesseâmbito,éimportanteo conhecimentodavariac¸ão,emtermosabsolutos,do instru-mento,sãoentãocalculadososvaloresdeEPMeMMD.

Os valores de EPM e MMD do questionário foram de 1,12e 3,10 pontos,respectivamente.Ressalta-seque não foramencontradosestudosqueavaliaramessasmedidasem populac¸õesadolescentes.Dessaforma,oconhecimentoda variabilidade associada à aplicac¸ão repetida e da quanti-dade mínima de mudanc¸a não resultante de um erro na medic¸ãoéfundamentalparadeterminarovalormínimo indi-cativodemudanc¸anaqualidadedosono,apósumapossível intervenc¸ãonessapopulac¸ão.

Porfim,aversãobrasileiradoPSQIdemonstrouelevada consistênciainternaemoderadaconfiabilidade,em adoles-centes.Aversãooriginaldoinstrumentomostrou-seválida paraavaliac¸ãodedistúrbiosdosonoemadolescentes, entre-tanto o modelo composto por dois fatores,com exclusão do componente sobre uso de medicamentos para dormir, obtevemelhoresvaloresdeajuste,pareceseromais ade-quado para avaliar as diferentes características do sono nessapopulac¸ão.

Financiamento

Coordenac¸ãodeAperfeic¸oamentodePessoaldeNível Supe-rior(Capes).

Conflitos

de

interesse

Osautoresdeclaramnãohaverconflitosdeinteresse.

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