Introdução

A autolesão na adolescência é um problema de saúde pública mundial: 10% de adolescentes relatam algum episódio de autolesão no último ano¹, e o suicídio é a segunda causa de morte entre jovens de 10 a 24 anos, depois dos acidentes de trânsito². A autolesão na adolescência tem consequências graves: quem se autolesiona tem um risco de morte por qualquer causa quatro vezes maior e um risco de suicídio dez vezes maior do que a população geral^{2, 3, 4}, o que indica uma carga potencialmente evitável e elevada de anos de vida perdidos e de sofrimento familiar e entre pares. Segundo um grande estudo multicêntrico recente realizado na Inglaterra, a repetição não fatal ocorre em 18% das pessoas que se autolesionam⁵.

Nenhuma intervenção eficaz isolada foi identificada até agora⁶. Uma revisão sistemática e metanálise recente de 19 ensaios clínicos randomizados, com 2.176 pessoas, encontrou um pequeno efeito global de três intervenções específicas (terapia comportamental dialética, terapia baseada na mentalização e terapia cognitivo-comportamental) sobre a repetição da autolesão⁷. Estudos com forte envolvimento da família e dose de tratamento substancial mostraram reduções significativas dos episódios de autolesão^{7, 8, 9}. Um grande estudo de coorte pareado, retrospectivo e baseado em registros (n = 5.678) mostrou recentemente um risco de autolesão a longo prazo menor entre pessoas que receberam tratamentos psicossociais do que entre as que não receberam, mas o número necessário para tratar era alto¹⁰.

Fatores familiares (interação pais-filhos, apoio percebido, emoção expressa, experiência de maus-tratos, conflito parental e saúde mental dos pais) são importantes fatores de risco associados à autolesão na infância e na adolescência¹¹. A terapia familiar busca apoiar-se nas forças e nos recursos existentes da criança e da família e mobilizá-los; por isso, é uma intervenção potencialmente lógica após uma autolesão¹².

Evidências disponíveis antes deste estudo

Pesquisamos as bases de dados eletrônicas Embase, MEDLINE, PsycINFO e a Cochrane Database of Systematic Reviews em busca de ensaios clínicos randomizados de intervenções voltadas para a autolesão em pessoas com menos de 18 anos cujo desfecho primário fosse a redução da autolesão. Incluímos ensaios publicados até 31 de março de 2007, em qualquer idioma. Como a nomenclatura usada na pesquisa sobre autolesão é variada, nossa busca usou várias palavras-chave para a autolesão e os comportamentos associados: “self-harm” OR “deliberate self-harm” OR “suicide” OR “attempted suicide” OR “overdose” OR “suicidal behaviour” OR “drug overdose” OR “self-poisoning” OR “self-injurious behaviour” OR “self-injury” OR “non-suicidal self-injury” OR “self-destructive behaviour” OR “self-inflicted wounds” OR “self-mutilation” OR “suicidal ideation”. Examinamos os resumos para selecionar artigos de texto completo a serem avaliados quanto à elegibilidade e verificamos as listas de referências dos estudos e revisões pertinentes em busca de outras referências.

Identificamos um ensaio de um cartão que permitia a readmissão hospitalar, que não encontrou efeito, e um ensaio de terapia de grupo para adolescentes, mas nenhum outro estudo com jovens (18 anos ou menos) cujo desfecho primário fosse a redução da repetição da autolesão (uma replicação posterior do estudo de terapia de grupo não encontrou efeito positivo da terapia de grupo). Identificamos dois estudos de intervenções familiares relacionadas à autolesão: um estudo com pessoas com depressão que relatava a ideação suicida como desfecho secundário e um estudo de uma intervenção domiciliar destinada a melhorar a comunicação familiar, dimensionado para detectar diferenças entre grupos na ideação suicida, e não na repetição da autolesão.

Contribuição do estudo

Não encontramos evidência de que, para jovens com encaminhamento aos Serviços de Saúde Mental da Criança e do Adolescente (CAMHS) por autolesão, com pelo menos um episódio anterior de autolesão, a terapia familiar sistêmica manualizada do ensaio trouxesse algum benefício em relação ao tratamento usual na redução das internações hospitalares posteriores por autolesão. A interpretação dos desfechos econômicos em saúde e dos desfechos secundários foi limitada por perdas de seguimento significativas, mas nossos dados sugerem possíveis melhoras significativas em desfechos clínicos secundários, como a extensão dos problemas emocionais e comportamentais, e a possibilidade de custo-efetividade quando se consideram em conjunto os benefícios para a pessoa cuidadora e para a pessoa jovem.

Interpretação

Para jovens com encaminhamento aos CAMHS após uma autolesão, com pelo menos um episódio anterior de autolesão, a terapia familiar SHIFT não trouxe nenhum benefício em relação ao tratamento usual na redução das idas posteriores ao hospital por autolesão. Jovens que se autolesionam formam um grupo variado e heterogêneo, e a autolesão é provavelmente a via final comum de uma grande variedade de problemas. São necessárias mais pesquisas para desenvolver uma abordagem mais personalizada e identificar quais intervenções ajudam mais quais jovens.

Este ensaio, chamado ensaio SHIFT (Self-Harm Intervention: Family Therapy, “intervenção na autolesão: terapia familiar”), trata de uma nova forma de intervenção de terapia familiar para a autolesão. Foi realizado em resposta a uma chamada do programa Health Technology Assessment do National Institute for Health Research para um estudo da eficácia clínica e da custo-efetividade da terapia familiar para adolescentes que se autolesionam (HTA 07/33). Nosso objetivo foi avaliar a eficácia da terapia familiar, em comparação com o tratamento usual, na redução da repetição da autolesão em jovens.

Métodos

Desenho do estudo e participantes

Este estudo é um ensaio pragmático, multicêntrico, com randomização individual e controlado, comparando terapia familiar e tratamento usual, realizado em 40 Serviços de Saúde Mental da Criança e do Adolescente (CAMHS) do National Health Service (NHS) britânico, pertencentes a 15 trusts do NHS na Grande Manchester, em Londres e em Yorkshire. O estudo foi aprovado pelo National Research Ethics Service do NHS em abril de 2009 (09/H1307/20), e o protocolo está publicado on-line¹³.

Eram elegíveis jovens de 11 a 17 anos que morassem com uma pessoa cuidadora principal (disposta a participar) e tivessem tido ao menos dois episódios de autolesão antes do encaminhamento aos CAMHS por autolesão (episódio índice). Se o episódio de autolesão tivesse sido causado por álcool ou drogas recreativas, era preciso que a intenção de se autolesionar com o uso dessas substâncias tivesse sido declarada. Em consonância com a prática britânica, europeia e australiana², definimos autolesão como qualquer forma de autointoxicação ou lesão autoinfligida intencional não fatal (por exemplo, cortar-se, tomar medicação em excesso, enforcar-se, autoestrangular-se, saltar de uma altura e lançar-se no trânsito), independentemente da intenção suicida; essa definição inclui as definições norte-americanas de lesão autoinfligida não suicida e de comportamento suicida. Os critérios de exclusão foram: risco grave de suicídio, investigação de proteção à criança em andamento na família, gravidez no momento da entrada no ensaio, tratamento habitualmente feito por um serviço especializado específico dentro dos CAMHS, residência em família acolhedora de curto prazo, deficiência intelectual moderada a grave, participação em outro estudo nos 6 meses anteriores à entrada neste ensaio, participação de um irmão ou irmã no ensaio ou tratamento com terapia familiar nos CAMHS, e domínio insuficiente da língua inglesa na família (jovem ou pessoa cuidadora) para preencher os questionários do estudo (apêndice). Cada jovem e cada pessoa cuidadora deu consentimento informado por escrito para participar do ensaio.

Randomização e mascaramento

A alocação de jovens para terapia familiar ou tratamento usual (1:1) foi aleatória e sequencial, por meio de um programa informatizado de minimização com um elemento aleatório. Os fatores de estratificação foram: centro (equipes dos CAMHS); sexo; idade (11–14 anos ou 15–17 anos); arranjo de moradia (com pais ou responsáveis legais vs acolhimento familiar de longo prazo); episódios anteriores de autolesão (dois vs pelo menos três); e tipo de episódio índice (autointoxicação, lesão autoinfligida ou combinação). A designação de terapeutas familiares que atuavam em vários CAMHS (15 CAMHS em Manchester, dois em Londres e quatro em Yorkshire) para as famílias do grupo de terapia familiar foi aleatória. Jovens e terapeutas sabiam qual era o grupo de alocação, enquanto a equipe de pesquisa não sabia, para permitir um seguimento sem viés.

Procedimentos

O financiador da pesquisa encomendou a análise de uma intervenção de terapia familiar para a autolesão em pessoas de 11 a 17 anos. As justificativas para isso são apresentadas em outros textos^{11, 12, 13} e no apêndice. Jovens passaram por triagem feita por um membro da equipe clínica dos CAMHS após o episódio índice de autolesão. Quando jovens elegíveis aceitavam contato com a equipe de pesquisa, uma pessoa dessa equipe fazia uma visita domiciliar para apresentar o ensaio, obter o consentimento por escrito e realizar as avaliações iniciais.

A intervenção de terapia familiar¹⁴ baseava-se em uma versão modificada de um manual existente¹⁵, deixando flexibilidade para que uma intervenção complexa fosse conduzida por terapeutas familiares com experiência e qualificação, capazes de julgamentos clínicos sofisticados¹⁶. Terapeutas do SHIFT receberam formação inicial e continuada e supervisão mensal em grupo, de 2 h, com uma pessoa supervisora sênior do ensaio (PB, IE ou Charlotte Burke [Tavistock and Portman NHS Foundation Trust]).

As sessões de terapia familiar duravam cerca de 1,25 h e ocorriam ao longo de 6 meses, a intervalos aproximadamente mensais, porém mais frequentes no início. Uma intervenção de seis a oito sessões foi escolhida depois de discussões com os serviços clínicos indicarem que esse seria o número máximo de sessões viável com os recursos habituais. Essas discussões, junto com dados de auditoria nacionais¹⁷, indicavam que a duração típica de uma intervenção nos CAMHS britânicos era de cinco a oito sessões. A adesão de terapeutas à terapia familiar foi assegurada por formação, uso do manual e supervisão externa e entre pares regular. A terapia familiar foi monitorada para garantir que o número e o calendário das sessões seguissem o planejado. Com consentimento, as sessões eram gravadas em vídeo para facilitar a supervisão. Uma amostra aleatória de gravações (pelo menos duas por terapeuta) foi avaliada de forma independente por pessoas avaliadoras treinadas e com experiência clínica, para medir a adesão aos elementos centrais da terapia familiar manualizada, por meio de uma escala de avaliação estruturada¹⁸ (pontuações de 0 a 5 para adesão e de 0 a 6 para competência; pontuações mais altas indicam maior adesão ou competência).

O tratamento usual era oferecido pelas equipes locais dos CAMHS, sem restrições. Esperávamos que o tratamento usual fosse diversificado e envolvesse trabalho individual ou orientado para a família, ou ambos, conduzido por profissionais de diferentes orientações teóricas. As equipes clínicas que acompanhavam as famílias nos dois grupos podiam, quando necessário, encaminhar jovens para avaliação e tratamento especializados adicionais. Mais informações sobre as intervenções terapêuticas estão no apêndice.

Questionários sobre ideação suicida, qualidade de vida, depressão, saúde mental, funcionamento familiar, autolesão, traços emocionais, economia da saúde e engajamento na terapia foram aplicados na linha de base e 3, 6, 12 e 18 meses após a alocação aleatória, ou em diferentes combinações desses momentos (tabela 1). Os questionários eram preenchidos por jovens, por pessoas cuidadoras ou por ambos. Um questionário também era preenchido por terapeutas.

Todos os dados de tratamento obtidos após a randomização foram fornecidos pelas equipes clínicas dos CAMHS responsáveis pelo tratamento, por terapeutas do ensaio, pelo pessoal responsável pelos estudos clínicos das redes de pesquisa locais e pela equipe de pesquisa, depois de concluído o seguimento e quando o mascaramento já não era necessário.

Os dados de idas ao hospital foram obtidos junto ao NHS Digital, a partir das bases de estatísticas hospitalares (Hospital Episode Statistics) de pronto-socorro e de internação. Esses dados foram complementados por buscas dirigidas em prontuários hospitalares, feitas conforme necessário ao longo do ensaio por membros da equipe de pesquisa que desconheciam o grupo de alocação¹⁹.

Desfechos

O desfecho primário foi a repetição da autolesão com ida ao hospital nos 18 meses seguintes à alocação.

Os desfechos secundários (aos 12 e 18 meses, salvo indicação em contrário) foram: repetição da autolesão com ida ao hospital nos 12 meses seguintes à alocação; custo por episódio de autolesão evitado graças à terapia familiar (análise de economia da saúde); características (momento, número, gravidade e periculosidade do método usado) de todos os episódios posteriores de autolesão (os que levaram a idas ao hospital e todos os episódios autorrelatados); ideação suicida; qualidade de vida; depressão; saúde mental global e dificuldades emocionais e comportamentais; desesperança; funcionamento familiar; identificação de variáveis moderadoras e mediadoras da adesão, do engajamento e do benefício do tratamento; aliança terapêutica na terapia familiar; e adesão de terapeutas ao manual de terapia familiar.

Eventos adversos não graves foram definidos como idas ao pronto-socorro, a centros de atendimento de lesões leves e a centros de atendimento sem agendamento, e novos encaminhamentos aos CAMHS, porque se esperava que esses eventos ocorressem na população estudada. Eventos adversos graves foram definidos como óbitos e internações hospitalares. Os dados de eventos adversos foram obtidos pela equipe de pesquisa junto aos CAMHS e aos Acute Trusts (hospitais de cuidados agudos) e por meio das estatísticas hospitalares do NHS Digital.

Análise estatística

Calculamos que seriam necessários 832 jovens (com 172 eventos no total) para obter poder de 90% a um nível de significância de 5% para detectar a redução minimamente importante das internações hospitalares por repetição da autolesão em 18 meses — uma redução absoluta de risco de 10%, de 29% no grupo de tratamento usual²⁰ para 19% no grupo de terapia familiar — usando um teste de log-rank, considerando uma razão de riscos constante de 1,64 e supondo uma perda de seguimento aos 18 meses de 10% ou menos.

As análises descritas em um plano de análise estatística pré-especificado, aprovado por comitês de supervisão independentes, foram feitas na população por intenção de tratar. Todos os testes estatísticos usaram níveis de significância bilaterais de 5% e foram realizados no SAS, versão 9.4. Uma análise interina formal do desfecho primário, após 86 eventos, foi examinada pelo Comitê de Monitoramento de Dados e Ética, que recomendou o recrutamento da amostra completa.

Analisamos o desfecho primário por meio do modelo de riscos proporcionais de Cox, levando em conta covariáveis (fatores de minimização [sexo, idade, arranjo de moradia, dois vs três episódios anteriores de autolesão e tipo de episódio índice] e trust do NHS), para testar diferenças no número de idas ao hospital e no tempo até essas idas. Curvas de Kaplan–Meier foram usadas para mostrar o tempo até a autolesão em cada grupo. Pessoas sem evento foram censuradas no último momento em que se sabia estarem livres de evento. Fizemos uma análise de sensibilidade examinando o efeito do agrupamento (por terapeuta e por trust do NHS) com modelos multinível de sobrevivência com fragilidade²¹, e o impacto das idas ao hospital não classificadas (sem saber se ocorreram ou não por autolesão).

Analisamos os desfechos secundários, inclusive por meio de análise de eventos recorrentes, com base no método de Andersen-Gill²², para analisar todas as idas ao hospital por autolesão. Modelos de medidas repetidas (padrão de covariância), ajustados pela pontuação na linha de base e pelas covariáveis, estimaram as diferenças de tratamento nas respostas aos questionários. As variáveis moderadoras (apêndice) foram avaliadas por efeitos de interação na análise do desfecho primário, e são relatadas as que atingiram o nível de significância de 5%. Fizemos uma análise exploratória do efeito causal médio entre aderentes (complier average causal effect), com regressão probit por variável instrumental, para modelar o efeito causal da terapia familiar (independentemente da alocação inicial) sobre o desfecho primário. Outros métodos e resultados da análise de mediação estão descritos no apêndice.

Pessoas com dados ausentes nos desfechos de tempo até o evento (ida ao hospital por autolesão e análises primária, de eventos recorrentes e de moderadores) foram censuradas na linha de base. Para os dados ausentes dos questionários, usou-se imputação múltipla, supondo dados ausentes ao acaso²³; a análise de casos completos serviu como análise de sensibilidade.

Uma avaliação econômica em saúde interna ao ensaio comparou desfechos e custos ao longo de 18 meses de seguimento, usando dados do ensaio, em anos de vida ajustados pela qualidade (QALYs) e em idas ao hospital por episódio de autolesão evitado graças à terapia familiar. As respostas ao questionário EQ-5D-3L, autopreenchido por jovens para medir o estado de saúde genérico, geravam um perfil de saúde de cinco dígitos²⁴, convertido em utilidade com os valores-padrão de tarifa do Reino Unido²⁵ e multiplicado pelo tempo passado em cada estado para gerar os QALYs. A escolha do EQ-5D-3L se baseou em um estudo-piloto²⁶. Os custos se basearam no uso de recursos do NHS e dos serviços sociais para oferecer a terapia familiar ou o tratamento usual, e incluíram o uso de serviços hospitalares, de atenção primária, comunitários ou de assistência social, além dos medicamentos relatados pelas pessoas participantes ao longo dos 18 meses (apêndice). O uso de recursos foi convertido em custos com base nos custos unitários do PSSRU Costs of Health and Social Care²⁷ e dos Reference Costs do Department of Health²⁸. Os dados ausentes foram imputados por imputação múltipla com equações encadeadas, como recomendado para análises econômicas feitas junto a ensaios clínicos²⁹. O custo da intervenção foi calculado separadamente para os grupos de terapia familiar e de tratamento usual, incluindo todos os detalhes de tratamento registrados (duração, número de terapeutas envolvidos, tipo, comparecimento, contatos telefônicos e reuniões de supervisão). O período de abril de 2014 a março de 2015 foi usado como exercício financeiro de referência. A taxa de desconto foi de 3,5%, conforme as diretrizes do NICE²⁵. A incerteza dos parâmetros foi tratada por análise de sensibilidade probabilística. Um bootstrap não paramétrico gerou simulações dos custos e efeitos médios de cada grupo.

Um modelo de análise de decisão avaliou a custo-efetividade da terapia familiar em relação ao tratamento usual em um período mais longo (5 anos), com um modelo de Markov de três estados de saúde: interrupção da autolesão, repetição da autolesão com ida ao hospital e óbito. A incerteza dos parâmetros foi tratada por análise de sensibilidade probabilística com simulação de Monte Carlo (apêndice).

Apresentamos os resultados da análise interna ao ensaio e do modelo de análise de decisão como razões de custo-efetividade incrementais esperadas da terapia familiar em relação ao tratamento usual, com gráficos de dispersão no plano de custo-efetividade e curvas de aceitabilidade de custo-efetividade. As análises de sensibilidade variaram parâmetros-chave, entre eles o número de terapeutas envolvidos na terapia familiar e os QALYs agregados, nos quais os ganhos de QALY da pessoa cuidadora e da pessoa jovem foram simplesmente somados^{30, 31}. A qualidade de vida relacionada à saúde das pessoas cuidadoras foi avaliada com o Health Utilities Index versão 3³², e as respostas foram convertidas em valores de utilidade³³. Os QALYs foram calculados da mesma forma que os de jovens. O ensaio está registrado no ISRCTN sob o número ISRCTN59793150.

Papel da fonte de financiamento

O financiador do estudo não teve nenhum papel no desenho do estudo, na coleta, análise e interpretação dos dados nem na redação do relatório. A pessoa responsável pela correspondência teve acesso completo a todos os dados do estudo e a responsabilidade final pela decisão de submeter o artigo para publicação.

Resultados

Entre 23 de novembro de 2009 e 31 de dezembro de 2013, 3.554 jovens passaram por triagem, e 1.603 (45%) preenchiam os critérios de elegibilidade. Do total de 1.603 jovens elegíveis, 993 (62%) aceitaram contato com a equipe de pesquisa, e 832 (52%) passaram então por alocação aleatória para terapia familiar (n = 415) ou tratamento usual (n = 417; figura 1). Todas as pessoas alocadas a um tratamento foram incluídas na análise. Uma pessoa tinha menos de 18 anos no momento da triagem, mas completou 18 anos pouco antes da alocação aleatória; ela foi incluída na análise por intenção de tratar.

Na alocação aleatória, as características de linha de base dos grupos eram semelhantes (tabela 2; apêndice). A idade média era de 14,3 anos (DP 1,4), e 737 (89%) do total de 832 jovens eram do sexo feminino. 739 jovens (89%) já tinham tido ao menos três episódios de autolesão; o episódio mais recente que levou ao encaminhamento aos CAMHS foi uma lesão autoinfligida para 594 jovens (71%) e uma autointoxicação para 184 (22%), e outros 54 (6%) tiveram encaminhamento por ambos os motivos. As pontuações na Suicide Attempt Self-Injury Interview (SASII) indicavam que 516 jovens (62%) preenchiam os critérios de lesão autoinfligida não suicida. 830 (>99%) do total de 832 jovens moravam com os pais ou responsáveis legais, e não em acolhimento familiar, e 784 (94%) estudavam em tempo integral.

Os dados de linha de base mostraram que, em nossa coorte, a proporção de jovens que haviam passado por dificuldades marcantes era maior do que a habitual entre os encaminhamentos aos CAMHS, o que indica uma população de maior risco¹⁷, como seria de esperar em jovens com pelo menos dois episódios de autolesão. Para 528 (63%) do total de 832 jovens, o encaminhamento aos CAMHS veio diretamente da rede comunitária; as outras 304 pessoas (37%) entraram no estudo após uma ida ao pronto-socorro por autolesão (tabela 2). Outros dados de linha de base, provenientes dos questionários de pessoas cuidadoras e de jovens, estão no apêndice.

No seguimento de 18 meses, 21 (3%) do total de 832 jovens haviam retirado o consentimento para a coleta de dados clínicos (oito no grupo de terapia familiar e 13 no grupo de tratamento usual; figura 1). A maioria pôde ser vinculada aos dados das estatísticas hospitalares com base nos identificadores. Dados completos do desfecho primário estavam disponíveis para 795 jovens (96%), dados parciais para 33 (4%) e nenhum dado para quatro (<1%).

Houve perdas de seguimento substanciais nos desfechos secundários relatados pelas pessoas participantes. Aos 12 meses, o seguimento pela equipe de pesquisa foi possível para 248 jovens (60%) do grupo de terapia familiar e 189 (45%) do grupo de tratamento usual. Aos 18 meses, o seguimento alcançou 204 (49%) do total de 415 jovens em terapia familiar e 165 (40%) de 417 do grupo de tratamento usual. No total, ao menos um seguimento foi concluído para 498 (60%) do total de 832 jovens. Houve mais perdas de seguimento no grupo de tratamento usual do que no grupo de terapia familiar (figura 1); jovens sem seguimento tinham características de linha de base menos favoráveis quanto às pontuações no Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ), no McMaster Family Assessment Device (FAD), no Global Health Questionnaire-12 (GHQ-12) e no Inventory of Callous-Unemotional Traits (ICU), e o encaminhamento aos CAMHS tinha vindo com mais frequência do hospital. Os resultados indicaram que as perdas de seguimento atingiram mais jovens com características menos favoráveis no grupo de tratamento usual do que no grupo de terapia familiar, com base nas pontuações no SDQ, no FAD e no ICU (dados não apresentados).

No grupo de terapia familiar, 21 (5%) do total de 415 jovens não compareceram a nenhuma sessão de terapia familiar e 394 (95%) compareceram a pelo menos uma; no grupo de tratamento usual, 33 (8%) do total de 417 jovens não compareceram a nenhuma sessão de tratamento usual, 339 (81%) compareceram a pelo menos uma, e faltavam dados para 45 (11%). A mediana foi de seis sessões de terapia familiar (IIQ 3,0–9,0; amplitude 0–21), ao longo de uma mediana de 5,1 meses. O padrão foi mais variado no grupo de tratamento usual: mediana de cinco sessões (IIQ 2,0–12,5; amplitude 0–163), ao longo de 4,4 meses.

O tratamento recebido no grupo de tratamento usual variou consideravelmente, sendo o tipo mais comum a terapia de apoio ou aconselhamento. Os outros tipos de terapia mais usados incluíram terapia cognitivo-comportamental, trabalho familiar (reuniões de conversa com as famílias sem terapia familiar formal) e terapia familiar sistêmica formal (apêndice). Cerca de 20% das sessões eram de avaliação ou revisão, e não de terapia (apêndice).

A análise de 52 gravações em vídeo de terapia familiar (23 primeiras sessões e 29 sessões posteriores, envolvendo 26 terapeutas, com jovens do grupo de terapia familiar) mostrou boa adesão de terapeutas ao manual (pontuação média 4,6 [DP 0,72]) e boa competência (4,4 [1,03]) na condução das sessões.

No seguimento de 18 meses, 221 (27%) do total de 832 jovens tinham ido ao hospital após uma nova autolesão: 118 (28%) de 415 do grupo de terapia familiar e 103 (25%) de 417 do grupo de tratamento usual (figura 2); a razão de riscos da terapia familiar em relação ao tratamento usual foi de 1,14 (IC 95% 0,87–1,49; p = 0,33; tabela 3). As análises de sensibilidade e exploratórias (efeito causal médio entre aderentes) confirmaram os resultados da análise primária (tabela 3; apêndice). A repetição da autolesão foi menos comum entre participantes do sexo masculino e entre jovens de 15 anos ou mais. A proporção de jovens que repetiram a autolesão variou muito entre os centros do estudo e foi maior nos subgrupos cujo encaminhamento aos CAMHS veio do hospital (vs da rede comunitária) e naqueles cujo episódio índice combinava lesão autoinfligida e intoxicação (vs um único método). O método usado no evento de autolesão do desfecho primário muitas vezes diferia do usado no episódio índice, e mais da metade de jovens que repetiram a autolesão por autointoxicação tinha recorrido à lesão autoinfligida no episódio índice.

Nem a proporção de jovens que foram ao hospital após uma nova autolesão em 12 meses nem o número de eventos recorrentes diferiram significativamente entre os dois grupos (tabela 3).

Os resultados dos questionários de jovens para depressão (Children’s Depression Rating Scale—revised), qualidade de vida (Paediatric Quality of Life Enjoyment and Satisfaction questionnaire), desesperança (Hopelessness Scale for Children), funcionamento familiar (FAD), saúde mental das pessoas cuidadoras (GHQ-12) e emoção expressa (Family Questionnaire) não diferiram significativamente entre os dois grupos (tabela 1; apêndice). No grupo de terapia familiar, os resultados relatados foram significativamente melhores do que no grupo de tratamento usual para o comportamento, em subescalas do SDQ preenchidas por jovens e por pessoas cuidadoras, para a ideação suicida de jovens (Beck Scale for Suicide Ideation) e para o funcionamento familiar segundo as pessoas cuidadoras (FAD; apêndice). Por causa de perdas de seguimento substanciais e diferenciais, as diferenças entre grupos devem ser interpretadas com cautela. No entanto, a análise de sensibilidade de casos completos encontrou resultados semelhantes aos obtidos com imputação múltipla, sem mudança nas conclusões.

A autolesão foi autorrelatada na SASII por 349 (73%) do total de 478 jovens com dados disponíveis durante o seguimento de 12 a 18 meses: 202 (75%) de 268 em terapia familiar e 147 (70%) de 210 em tratamento usual.

O número de jovens com encaminhamento a outros serviços (inclusive unidades de internação) e os desfechos de segurança (novos encaminhamentos aos CAMHS, idas ao pronto-socorro e internações hospitalares por qualquer motivo; tabela 4) foram semelhantes nos dois grupos. Foram relatados 1.036 eventos adversos para 443 (53%) do total de 832 jovens (226 [54%] de 415 do grupo de terapia familiar e 217 [52%] de 417 do grupo de tratamento usual), com média de 1,2 evento por jovem (DP 2,1). Foram relatados 598 eventos adversos graves para 297 jovens (36%) (156 [38%] de 415 do grupo de terapia familiar e 141 [34%] de 417 do grupo de tratamento usual). Nenhum óbito foi relatado (tabela 4).

Foi detectada uma moderação significativa do desfecho primário para a subescala de frieza emocional (“unemotional”) do ICU preenchida por jovens e para a subescala de envolvimento afetivo da medida de funcionamento familiar (FAD) preenchida pelas pessoas cuidadoras. Não foi detectada moderação para os demais fatores de linha de base (apêndice).

Entre jovens que relataram no ICU dificuldade para falar de sentimentos, o risco de ida ao hospital por nova autolesão foi maior no grupo de terapia familiar do que no grupo de tratamento usual; já entre jovens que relataram conseguir falar de sentimentos com facilidade, esse risco foi menor no grupo de terapia familiar do que no de tratamento usual (p = 0,010; figura 3A). Essa moderação funcionava assim: à medida que jovens relatavam mais dificuldade para falar de sentimentos (aumento de 1 ponto no ICU, equivalente a um traço pior ou mais intenso), o risco de autolesão aumentava no grupo de terapia familiar (RR 1,05 [IC 95% 0,98–1,12]) e diminuía no grupo de tratamento usual (RR 0,93 [0,88–0,99]). Inversamente, à medida que jovens relatavam menos dificuldade para falar de sentimentos (redução de 1 ponto no ICU), o risco de autolesão diminuía no grupo de terapia familiar (RR 0,95 [IC 95% 0,89–1,02]) e aumentava no grupo de tratamento usual (RR 1,08 [1,01–1,14]).

Entre jovens cujas pessoas cuidadoras relataram no FAD um envolvimento afetivo mais saudável (grau em que os membros da família se envolvem e se interessam uns pelos outros), o risco de autolesão foi maior no grupo de terapia familiar do que no grupo de tratamento usual; já entre jovens com envolvimento afetivo familiar pior, esse risco foi menor na terapia familiar do que no tratamento usual (p = 0,034; figura 3B). Essa moderação funcionava assim: à medida que a pessoa cuidadora relatava mais problemas de envolvimento afetivo (aumento de 1 ponto no FAD, equivalente a um traço pior ou mais intenso), o risco de autolesão diminuía no grupo de terapia familiar (RR 0,89 [IC 95% 0,59–1,34]) e aumentava no grupo de tratamento usual (RR 1,63 [IC 95% 1,11–2,39]; apêndice). Inversamente, à medida que a pessoa cuidadora relatava menos problemas de envolvimento afetivo (redução de 1 ponto no FAD), o risco de autolesão aumentava no grupo de terapia familiar (RR 1,12 [IC 95% 0,75–1,69]) e diminuía no grupo de tratamento usual (RR 0,61 [IC 95% 0,42–0,90]). As análises de custo-efetividade mostraram aumento da pontuação média no EQ-5D-3L nos dois grupos no seguimento de 18 meses em relação à linha de base. No grupo de terapia familiar, os custos foram £1.266 mais altos (IC 95% 736 a 1.796; p < 0,0001) do que no grupo de tratamento usual, com ganho de 0,034 (IC 95% −0,004 a 0,065; p = 0,13) ano de vida ajustado pela qualidade (QALY) a mais, equivalente a 12,4 dias a mais de saúde perfeita (tabela 5). A razão de custo-efetividade incremental (RCEI) de £36.812 por QALY ficou acima da faixa de limiares recomendada para as decisões do NICE na Inglaterra e no País de Gales (ganho de £20.000–30.000 por QALY obtido)²⁵, o que mostra que a terapia familiar provavelmente não era custo-efetiva. Como a diferença de ganhos de QALY entre terapia familiar e tratamento usual era marginal aos 18 meses e ausente na análise de casos completos, não foi necessária uma modelagem de análise de decisão. A terapia familiar foi menos custo-efetiva do que o tratamento usual, com 0,033 evento de autolesão a mais estimado (IC 95% −0,130 a 0,197; p = 0,98) e aumento de custo de £1.253 (IC 95% 725 a 1.780; p < 0,0001). Em todas as análises de sensibilidade dos custos da intervenção, a RCEI permaneceu acima do limiar recomendado pelo NICE. No entanto, combinando os ganhos de QALY de jovens e de pessoas cuidadoras, a terapia familiar teve custos mais altos do que o tratamento usual, mas melhores desfechos de saúde (tabela 5). A RCEI correspondente foi de £20.808 por QALY, com probabilidade de 41% de ser custo-efetiva no limiar de £20.000 por QALY (64% de probabilidade no limiar de £30.000 por QALY).

Discussão

Em jovens com episódios recentes e repetidos de autolesão, não encontramos benefícios clínicos nem de custo da terapia familiar em relação ao tratamento usual quanto às idas ao hospital por repetição posterior da autolesão. Em intervenções nas quais a família inteira é objeto da avaliação e mais de uma pessoa está envolvida no tratamento, convém considerar métodos para avaliar benefícios (e danos) para além do indivíduo³⁰. Nosso achado de que a terapia familiar é custo-efetiva quando se consideram em conjunto os benefícios para jovens e pessoas cuidadoras é, portanto, relevante, embora pressuponha que os QALYs possam ser agregados entre pessoas por simples soma. Essa soma já foi feita em estudos anteriores de saúde infantil³⁴, mas não faz parte do caso de referência do NICE e pressupõe interdependência entre as utilidades (o estado de saúde) da pessoa adolescente e da pessoa cuidadora.

Nossa amostra apresentava, na linha de base, níveis de dificuldade pelo menos tão graves quanto os do encaminhamento médio aos CAMHS¹⁷. A proporção de participantes do sexo feminino recrutadas e a combinação de encaminhamentos hospitalares e comunitários são semelhantes às de outros estudos⁴. Os tratamentos oferecidos no grupo de tratamento usual foram muito variados, o que é de esperar em um ensaio pragmático, mas de modo geral semelhantes à prática dos CAMHS no Reino Unido, com uma mistura de aconselhamento de apoio ou individual, terapia cognitivo-comportamental e trabalho familiar¹⁷; no entanto, a proporção de jovens que receberam terapia familiar formal por autolesão (87 [21%] de 417) foi muito maior do que esperávamos. Mesmo assim, no grupo de tratamento usual, jovens que receberam alguma versão de terapia familiar não tiveram resultados significativamente melhores no desfecho primário do que jovens do grupo de terapia familiar nem do que jovens do tratamento usual que receberam apenas outras intervenções.

Embora apresentemos dados quase completos para o desfecho primário, as perdas de seguimento deixaram apenas dados parciais, de 478 (57%) do total de 832 jovens, para a autolesão autorrelatada aos 18 meses. A equipe de pesquisa fez grandes esforços para localizar jovens por meio dos registros das clínicas e de clínicos gerais, e por cartas, e-mails, telefonemas e mensagens de texto. Seguimentos mais frequentes poderiam ter mantido o engajamento e melhorado o seguimento, mas teriam aumentado consideravelmente o custo do projeto e não eram viáveis mantendo um desfecho primário aos 18 meses. Pelos dados autorrelatados, muitos episódios de autolesão não levaram a uma ida ao hospital (o desfecho primário), com 349 (73%) de 478 relatando autolesão; no entanto, os resultados autorrelatados foram semelhantes entre os grupos e coerentes com o resultado primário, baseado em registros hospitalares. Quanto aos demais desfechos secundários, jovens e suas pessoas cuidadoras no grupo de terapia familiar relataram resultados significativamente melhores em vários elementos das dificuldades emocionais e comportamentais gerais (SDQ), o que sugere que a terapia familiar teve um efeito positivo significativo sobre a saúde mental geral, ainda que isso não se tenha traduzido em menor repetição da autolesão. As pontuações autorrelatadas de ideação suicida foram mais baixas no grupo de terapia familiar do que no grupo de tratamento usual aos 12 meses, mas não aos 18 meses, o que é coerente com outras pesquisas sobre terapia familiar³⁵. Pode-se argumentar que reduzir mais cedo a ideação suicida é um benefício clínico potencialmente importante. Além disso, no grupo de tratamento usual, jovens sem seguimento pareciam ter características de linha de base menos favoráveis (por exemplo, depressão), de modo que, nesse grupo, quem enviou dados talvez formasse um grupo menos comprometido do que quem enviou dados no grupo de terapia familiar. Esse fator torna a comparação entre grupos pouco confiável e pode mascarar eventuais vantagens obtidas pelo grupo de terapia familiar.

Em nosso ensaio, as famílias que relataram pontuações de funcionamento familiar piores quanto ao envolvimento afetivo se beneficiaram mais da terapia familiar (vs tratamento usual) do que as que tinham pontuações melhores, ao passo que estudos anteriores sugeriram que as famílias com bom funcionamento são as que mais se beneficiam da terapia familiar³⁶. O achado de que adolescentes que têm dificuldade de comunicar sentimentos podem se sair pior em uma intervenção familiar, na qual essa expressão é incentivada, está de acordo com a literatura. Juntos, esses dois achados sugerem uma associação entre o funcionamento adolescente e familiar e a capacidade de falar de sentimentos mais complexa do que se havia relatado. O estudo da equipe de Harrington³⁷ sobre uma intervenção domiciliar para a autolesão encontrou moderação pela depressão, com a terapia familiar reduzindo a ideação suicida na ausência de depressão na pessoa jovem³⁷. Famílias com altos níveis de crítica tendem a abandonar a terapia familiar para transtornos alimentares e se saem pior em terapia familiar conjunta do que quando pais e adolescentes são atendidos em paralelo³⁸.

Nosso estudo se diferencia de outros ensaios de intervenções para reduzir a autolesão pelo tamanho de amostra muito maior, pelo seguimento longo e pelo uso de um desfecho primário medido objetivamente (ida ao hospital), que rastreou 96% de jovens. Por exemplo, três outros estudos relataram resultados positivos na redução da autolesão após terapia comportamental dialética (n = 77)³⁹, tratamento baseado na mentalização (n = 80)⁴⁰ e psicoeducação familiar (n = 48)⁴¹, mas todos recrutaram bem menos pessoas do que nosso estudo, e seus desfechos primários usaram questionários de autorrelato retrospectivos e medidas por entrevista — com potencial para vieses de relato. O outro estudo publicado mais rigoroso, o ensaio ASSIST, de cuidados de rotina somados à terapia de grupo⁴², alocou 366 jovens e usou técnicas de entrevista estruturada, avaliadas por membros da equipe de pesquisa que desconheciam o grupo de alocação, para obter a frequência dos episódios de autolesão, com bom comparecimento aos seguimentos. O ASSIST também não encontrou benefícios clínicos ou de custo significativos em seu desfecho primário, a frequência de repetição da autolesão.

A maioria de jovens em nosso ensaio (594 [71%] de 832) tinha recorrido à lesão autoinfligida no episódio índice, e não à autointoxicação (184 [22%]), o que difere muito dos 17% de um estudo de monitoramento, em três cidades inglesas, de 5.200 idas consecutivas ao hospital por autolesão de pessoas com menos de 18 anos⁴; a discrepância se explica pela alta proporção de jovens do ensaio que vieram de encaminhamentos comunitários. Jovens do nosso ensaio precisavam ter tido ao menos dois episódios de autolesão, o que complica a comparação com outros estudos, porque a autolesão anterior nem sempre é relatada de forma consistente. As avaliações da SASII sugeriam que os episódios índice de 516 (62%) do total de 832 jovens seriam classificados como lesão autoinfligida não suicida, mas quem conduziu as entrevistas avaliou que 412 jovens (50%) tinham alguma intenção de morrer; consideramos justificada a definição britânica de autolesão, que não leva em conta o motivo, por causa da ambiguidade e da dificuldade de interpretar declarações de intenção. O fato de o método usado no evento de autolesão do desfecho primário muitas vezes diferir do usado no episódio índice (mais da metade de jovens que recorreram à autointoxicação na repetição tinha recorrido à lesão autoinfligida no episódio índice) questiona ainda mais qualquer pressuposto de não suicidalidade em jovens que se autolesionam.

A versão SHIFT da terapia familiar dava grande ênfase a que as famílias conversassem sobre a autolesão e formulassem estratégias para lidar com episódios posteriores — o que muitas vezes envolvia buscar ajuda de serviços externos. Assim, a própria intervenção pode ter aumentado de modo diferencial as idas ao hospital por autolesão e, em consequência, confundido os resultados. No entanto, a grande proporção de dados autorrelatados ausentes dificulta testar essa hipótese neste ensaio. O desenho pragmático do ensaio também conferia uma possível vantagem ao tratamento usual, porque as equipes clínicas experientes dos CAMHS no grupo de tratamento usual tinham flexibilidade para escolher tratamentos com base na avaliação clínica e em conversas com cada jovem e sua família sobre as estratégias de tratamento preferidas.

A perda de seguimento substancial limitou muito a interpretação dos desfechos secundários de questionários relatados pelas pessoas participantes e das análises de economia da saúde. A grande proporção de dados ausentes, imputados por imputação múltipla, aumenta a variabilidade dos desfechos secundários, limitando as inferências quando foram detectadas diferenças não significativas. A análise se apoia no pressuposto de dados ausentes ao acaso, com a ausência inteiramente explicada pelos dados observados; por isso, as covariáveis e o tratamento foram incluídos em nosso modelo de imputação, para sustentar a plausibilidade desse pressuposto.

A baixa intensidade do tratamento oferecido em nossa intervenção de terapia familiar pode ter reduzido a chance de encontrar um efeito positivo da terapia familiar. O número médio de sessões nas clínicas dos CAMHS britânicos¹⁷ é baixo em comparação com o de alguns estudos de intervenções psicológicas, mas recebemos dos centros colaboradores uma mensagem clínica clara: jovens com episódios de autolesão eram difíceis de engajar no tratamento e não adeririam a uma intervenção mais longa e mais intensiva do que a oferecida em nosso estudo. Como se tratava de um ensaio pragmático, concebemos uma intervenção globalmente equivalente, em número de sessões, ao tratamento usual e que, em caso de sucesso, tivesse probabilidade de ser financiada pelo sistema de saúde britânico. Não há evidência a priori de vantagem de uma terapia mais longa. Na prática, jovens dos grupos de terapia familiar e de tratamento usual receberam números de sessões globalmente semelhantes. Uma intervenção mais intensiva poderia ter tido mais sucesso, mas também poderia levantar a suspeita de que resultados positivos se devessem à intensidade da intervenção, e não à intervenção em si. Os mesmos argumentos poderiam se aplicar ao ensaio ASSIST, no qual o número médio de sessões frequentadas na intervenção principal foi de 10,2 (vs uma mediana de seis sessões em nosso estudo)⁴².

O ensaio SHIFT mostra que esta versão de terapia familiar não trouxe benefícios adicionais na redução do risco de ida ao hospital após nova autolesão. Jovens do ensaio formavam um grupo de alto risco, com ao menos dois episódios de autolesão, e não é possível fazer comparações com quem chega pela primeira vez após uma autolesão. Algumas evidências sustentam uma eficácia maior da terapia familiar em relação ao tratamento usual na redução da autolesão quando as pessoas cuidadoras relatam um funcionamento familiar ruim ou quando jovens relatam facilidade para falar de emoções. Inversamente, quando jovens relatam dificuldade de expressar emoções, ou as famílias relatam um funcionamento saudável, outras intervenções ou modificações da terapia familiar podem ser indicadas.

Os achados podem não ser generalizáveis ao subgrupo de adolescentes que chegam ao hospital no Reino Unido após um primeiro episódio de autolesão. No entanto, este ensaio confirma que jovens tendem a mudar de método em episódios posteriores de autolesão e que o método de autolesão talvez não seja um indicador útil da intenção suicida ou do risco. O ensaio oferece algumas evidências de que a terapia familiar tem efeito positivo sobre problemas emocionais e comportamentais gerais e pode reduzir a ideação suicida mais depressa do que o tratamento usual, ainda que com base em medidas de autorrelato com grande quantidade de dados ausentes. Jovens que se autolesionam formam um grupo variado e heterogêneo, sendo a autolesão provavelmente a via final comum de uma grande variedade de situações difíceis. Pesquisas futuras precisam explorar as características de subgrupos específicos dentro da população de jovens que se autolesionam. Possíveis grupos candidatos, a partir desta pesquisa, seriam famílias que relatam pior funcionamento familiar, jovens com mais frieza emocional e jovens cujo encaminhamento aos CAMHS vem diretamente do hospital, e não da rede comunitária. Análises adicionais dos modificadores de efeito no SHIFT poderiam ter uma função explicativa ou teórica útil e ajudar a desenvolver intervenções eficazes. São necessários estudos com seguimento mais longo, e a possibilidade de que a terapia familiar tenha tido benefícios para além da pessoa participante merece ser mais explorada, incluindo a forma de agregar os benefícios de economia da saúde entre membros da família.

Para o protocolo SHIFT, ver http://www.trialsjournal.com/content/16/1/501