Introdução

O trauma pode influenciar de forma negativa o desenvolvimento biopsicossocial da criança (Alberto, 2014; Hoskins, Marshall, Koinis-Mitchell, Galbraith, & Tolou-Shams, 2019; Luthar, Crossman, & Small, 2015), sendo este, associado a doença física e mental na idade adulta (Freeman, 2014; Norman, Byambaa, De, Butchart, Scott, & Vos, 2012). Por tal, a exposição a Eventos Potencialmente Traumáticos (EPT) deve merecer a atenção dos investigadores e ser considerada um problema grave de saúde pública (Finkelhor, Turner, Shattuck, & Hamby, 2013; Lang, & Connell, 2017) que, preocupa não só os profissionais desta área, como também os da educação e justiça (Azevedo, & Maia, 2006), considerando os comportamentos apresentados pelos jovens: externalizantes (e.g., agressividade, impulsividade, baixo autocontrolo) e internalizantes (e. g., ansiedade, depressão, medo) (American Psychiatric Association, 2014; Hoskins et al., 2019; Lang, & Connell, 2018; Pechorro, Oliveira, Gonçalves, & Jesus, 2018; Pechorro, Pontes, DeLisi, Alberto, & Simões, 2018).

A exposição na infância a EPT, tais como abuso físico, psicológico ou sexual, disfunção familiar (e.g., relação conflitual entre os pais, psicopatologias familiares, criminalidade parental) e negligência, pode estar relacionada na idade adulta com comportamentos de risco (e.g., abuso de drogas e álcool, tentativas de suicídio, delinquência, comportamentos sexuais de risco), morte prematura, problemas de saúde física e mental (e.g., ansiedade, depressão, perturbação de stress pós-traumático [PTSD]) ou contribuir para a sua gravidade (Adams et al., 2013; Iraurgi et al., 2008; Norman et al., 2012; Shenk, Griffin, & O’Donnell, 2015). A maioria dos maltratos de crianças e jovens ocorre no seio familiar, havendo evidências de que, adultos que sofreram maltratos na infância, ou assistiram a situações de violência intrafamiliar, têm maior probabilidade de se tornarem agressores ou vítimas noutras relações (Christian et al., 2015; Costa, & Teixeira, 2016).

A prevalência da exposição a EPT nos países desenvolvidos indica-nos que, a grande maioria da população geral, foi exposta a pelo menos um EPT ao longo do desenvolvimento dos indivíduos. Num estudo onde participaram 24 países, com recurso a uma amostra de 68.894 adultos, os resultados obtidos revelaram que 69% da população geral portuguesa foi exposta a pelo menos um EPT (Benjet et al., 2016). Nos Estados Unidos da América (EUA), onde 71% das crianças estão expostas a pelo menos um EPT (e.g., abuso físico, abuso sexual, violência doméstica, violência comunitária) (Finkelhor et al., 2013), o impacto económico anual da exposição a situações adversas é elevado (Fang, Brown, Florence, & Mercy, 2012), devido, na idade adulta, à perda de produtividade no trabalho e ao aumento do consumo e custos com serviços de saúde e sociais (Florence, Brown, Fang, & Thompson, 2013; Yanos, Czaja, & Widom, 2010). A exposição infantil à violência é um fator de risco para comportamentos violentos, antissociais e prevalência do trauma em jovens delinquentes (Wilson, Stover, & Berkowitz, 2009), não só para os que a vivenciam como também para aqueles que a presenciam. Porém, a relação entre exposição à violência e delinquência juvenil é mais forte quando ocorre vitimização e não apenas exposição (Dubowitz et al., 2011).

As investigações sobre os maltratos na infância e as consequências associadas a tais situações adversas aumentaram nas últimas duas décadas, embora a mensuração destes continue a ser um desafio porque, os relatórios oficiais subestimam a dimensão do problema (Gilbert et al., 2009; Torre, & Escobar, 2017), algumas vítimas de maltratos podem ser falsos negativos (Fergusson, Horwood, & Woodward, 2000) e há resistência na inclusão de questões sobre maltratos na infância, em amostras de crianças, devido a requisitos éticos por parte dos órgãos oficiais (Fisher, 2011; Tonmyr, Hovdestad, & Draca, 2014).

A prevalência, o impacto na saúde e os custos associados à exposição na infância a EPT, têm promovido a elaboração de instrumentos de recolha de informação sobre este fenómeno (Fang et al., 2012). O rastreio do trauma em crianças deve ser percebido como uma estratégia de identificação precoce e encaminhamento para intervenção, antes do desenvolvimento de problemas comportamentais ou emocionais mais significativos, e, igualmente, diminuir o impacto do trauma na idade adulta (Denton, Frogley, Jackson, John, & Querstret, 2016; Kisiel, Conradi, Fehrenbach, Torgersen, & Briggs, 2014; Lang et al., 2017; 2018). Porém, o rastreio do trauma é raro, devido em parte, à falta de medidas breves e validadas para tal (Lang et al., 2017; 2018).

A abordagem da exposição a EPT para investigação é complexa porque pode gerar constrangimentos, culpabilidade, medo e evitamento, logo, a inclusão de fatores que prejudiquem a evocação de memórias autobiográficas ou as tornem vulneráveis a distorções e perdas, podem interferir na recolha de dados relevantes (Zoellner, Foa, Brigidi, & Przeworski, 2000). Existem medidas de avaliação da exposição a EPT e/ou PTSD para crianças (Branson, Baetz, Horwitz, & Hoagwood, 2017; Denton et al., 2016; Sachser et al., 2017) tal como a University of California at Los Angeles (UCLA) PTSD Reaction Index (UCLA-RI; Steinberg et al., 2013) e a Structured Trauma-Related Experiences Screener and Symptoms (STRESS; Grasso, Felton, & Reid-Quiñones, 2015). Embora estas medidas sejam adequadas para a avaliação e intervenção no trauma, são geralmente aplicadas em contexto clínico e, muitas vezes, após a exposição ao EPT, podendo criar constrangimentos. O uso de medidas para o rastreio do trauma, como parte de uma abordagem ampla de saúde pública, em serviços de atendimento infantil (e.g., saúde, escolar, justiça), tem sido limitado pela dimensão, viabilidade, natureza clínica e, em alguns casos, o custo (Lang et al., 2017; 2018).

O Child Trauma Screen (CTS) é uma medida breve, originalmente desenvolvida para ser utilizada no rastreio de crianças em serviços de assistência ao trauma. Como principais características e vantagens, salientam-se a sua brevidade, viabilidade, psicometria forte, utilização por profissionais clínicos e não clínicos e facilidade na aplicação e interpretação (Lang et al., 2017). O CTS apresenta dois domínios distintos: a exposição a EPT e os sintomas de PTSD, tendo em consideração os critérios da PTSD do DSM-V. Os itens de exposição a EPT foram baseados em categorias gerais associados a altos níveis de sintomas de PTSD. Como um dos objetivos do CTS é identificar jovens com sintomas de PTSD e encaminhá-los para intervenções clínicas focadas no trauma, foram apenas incluídos os compatíveis com o critério A do DSM-V para PTSD “Exposição a ameaça de morte, morte real, ferimento grave ou violência sexual (…)” (APA, 2014, p. 324). O conjunto final de itens de exposição a EPT incluem 3 itens que refletem categorias específicas: Ter testemunhado violência física; Ser vítima de violência física ou abuso; Ser vítima de abuso sexual. Um quarto item permite aos participantes indicarem outras experiências de exposição a EPT não captadas pelos 3 itens iniciais. No estudo de validação do CTS, com recurso a uma amostra de jovens entre os 6 e os 17 anos de idade, foi também analisada a sensibilidade e especificidade do CTS para identificar jovens com níveis elevados de sintomas de PTSD e identificar pontos de corte recomendados para interpretar os resultados. Assim sendo, foi sugerido um ponto de corte de 6 ou superior, para identificar jovens que apresentam níveis clínicos de PTSD e exigem uma avaliação centrada no trauma para determinar a necessidade de intervenção. Há evidências de que, o CTS, apresenta boas propriedades psicométricas (e.g., validade convergente, validade divergente, consistência interna) para uma medida breve e forte precisão preditiva (Lang et al., 2017; 2018).

Tendo em consideração a prevalência e as consequências do trauma na saúde física e mental da criança, o impacto na idade adulta (Denton et al., 2016; Dubowitz et al., 2011; Kisiel et al., 2014; Lang et al., 2017) e o elevado impacto económico a este associado (Fang et al., 2012), o CTS vem preencher uma lacuna significativa na obtenção rápida de resultados sobre a exposição a EPT e sintomas de PTSD em crianças e jovens (Lang et al., 2017; 2018). Sendo o trauma um construto de importância extrema para a comunidade, consideramos ser importante a disponibilização dum instrumento breve, psicometricamente adequado e devidamente validado. Assim sendo, o objetivo da presente investigação foi a validação preliminar de uma versão portuguesa do CTS, numa amostra de adolescentes de ambos os sexos, em contexto escolar, onde foram colocadas as hipóteses de que, a presente versão demonstrará: a) Uma estrutura unifatorial do CTS Reações; b) Boa consistência interna medida pelo alfa de Cronbach; c) Validade divergente com medidas de motivação para a aprendizagem escolar e de autocontrolo; d) Validade de grupos conhecidos e, adicionalmente a esta, pretendemos analisar as correlações com outras medidas (traços triárquicos de psicopatia, traços de tríade negra, impulsividade, delinquência juvenil, violência entre pares, perturbação do comportamento, sintomas de perturbação do comportamento, índice de gravidade do crime).

Método

Participantes

A amostra total foi constituída por 470 participantes, subdividida em grupo masculino (.=257; . idade=15.97 anos; DP=0.98 anos; amplitude=14-18 anos) e grupo feminino (.=213; . idade=15.79 anos; DP=1.03 anos; amplitude=14-18 anos), provenientes de estabelecimentos públicos do ensino básico e secundário das Regiões do Algarve, Alentejo e Grande Lisboa, com um número de anos de escolaridade completados, compreendido entre os 7 e os 11 anos. O nível socioeconómico (NSE) foi definido: baixo, médio e elevado, após o cruzamento da profissão com o nível de escolaridade dos pais, de acordo com a proposta de Simões (2000). Não foram encontradas diferenças estatísticas significativas, considerando um valor de.<.05 entre os participantes do grupo masculino e feminino relativamente à idade (F(2,598)=3.79, .=.05), anos de escolaridade completados (F(2,598)=.53, .=.47; . masculino=8.98, DP masculino=0.95; . feminino = 8.92, DP feminino=0.95), nível socioeconómico dos pais (.=26336.00, .=.45) e nacionalidade (χ2=2.35, .=.71).

Instrumentos

O Child Trauma Screen (CTS; Lang, & Connel, 2017) é uma medida breve de autorresposta para crianças e jovens, constituída por 10 itens. É composta por duas dimensões distintas onde não se obtém um valor de CTS Total, a saber: “Eventos”, relacionada com a exposição a eventos potencialmente traumáticos (e.g., Alguém já te magoou seriamente? Agrediu-te com murros ou pontapés com muita força, com um cinto ou outros objetos, ou tentou dar-te um tiro ou uma facada?) composta por 4 itens (1-4) codificados (0=Não; 1=Sim) que, após somados (Eventos Total) indicam o número dos diferentes tipos de eventos potencialmente traumáticos vivenciados; “Reações”, relacionada com sintomas de PTSD, consistente com a definição do DSM-V de PTSD (e.g., Fortes sensações no teu corpo quando recordas algo que aconteceu [suor, batidas rápidas do coração, sentiste-te doente]). É composta por 6 itens (5-10) classificados numa escala ordinal de 4 pontos (0=Nunca/Raramente; 1=1 ou 2 vezes por mês; 2=1 ou 2 vezes por semana; 3=3 ou mais vzs por semana) que, depois de somados, fornecem o “Reações Total” em que, resultados mais elevados indicam níveis mais elevados de PTSD. Nesta investigação foi utilizada uma validação portuguesa do CTS (Palma, Pechorro, Nunes, & Jesus, submetido), tendo sido obtida, no presente estudo, uma consistência interna medida pelo alfa de Cronbach de .81.

O Oregon Adolescent Depression Project-Conduct Disorder Screener (OADP-CDS; Lewinsohn, Rohde, & Farrington, 2000) é uma medida breve de autorrelato, composta por 6 itens, utilizada para avaliar Perturbação do Comportamento em adolescentes. A escala pode ser pontuada adicionando os itens (1- Quebrei regras em casa, 2- Quebrei regras na escola, 3- Entrei em brigas/lutas, 4- Faltei às aulas, 5- Fugi de casa, 6- Meti-me em problemas por mentir ou roubar) numa escala ordinal de 4 pontos (1=Nunca/Quase nunca; 2=Algumas vezes; 3=Muitas vezes; 4=Quase sempre/ Sempre). Resultados mais elevados indicam níveis mais elevados de perturbação do comportamento. Nesta investigação foi utilizada uma validação portuguesa do OADP-CDS (Palma, Pechorro, Jesus, & Nunes, submetido), tendo sido obtida, no presente estudo, uma consistência interna medida pelo alfa de Cronbach de .91.

O Youth Psychopathic Traits Inventory-Triarchic-Short (YPI-TRI-S; Pechorro, DeLisi, Alberto, Ray, & Simões, 2019) é uma medida de 21 itens que avalia os traços psicopáticos em jovens na perspetiva do modelo triárquico de psicopatia. Cada item é pontuado numa escala ordinal de 4 pontos (0=Discordo muito; 1=Discordo; 2=Concordo; 3=Concordo muito). O YPI-Tri-S é composto por três subescalas, a saber: Ousadia (Boldness) (7 itens), Desinibição (Disinhibition) (7 itens) e Malvadez (Meanness) (7 itens), sendo que, a obtenção de valores mais elevados, refletem a presença de níveis mais elevados de traços triárquicos de psicopatia. No presente estudo, a consistência interna medida pelo alfa de Cronbach foi de .95.

A Dirty Dozen (DD; Jonason, & Webster, 2010) é uma medida breve de autorrelato de 12 itens, utilizada na avaliação dos traços de tríade negra, composta por três subescalas, a saber: Maquiavelismo (e.g., Já enganei ou menti para obter o que eu queria), Narcisismo (e.g., Tenho tendência a querer que as outras pessoas sintam admiração por mim) e Psicopatia (e.g., Não costumo sentir remorsos ou arrependimento). Cada item é pontuado numa escala ordinal de 5 pontos (1=Nunca/Quase nunca; 2=Poucas vezes; 3=Algumas vezes; 4=Muitas vezes; 5=Quase sempre/ Sempre), sendo que, a obtenção de valores mais elevados, refletem a presença de níveis mais elevados de traços de tríade negra. Nesta investigação foi utilizada a validação portuguesa da DD (Pechorro, Jonason, Raposo, & Marôco, in press), tendo sido obtida, no presente estudo, uma consistência interna medida pelo alfa de Cronbach de .92.

A SUPPS-P Impulsive Behavior Scale (SUPPS-P; Pechorro, Revilla, Palma, Gonçalves, & Cyders, submetido) é uma medida breve de autorrelato de 20 itens, utilizada na avaliação da impulsividade, composta por cinco subescalas, que correspondem a cinco traços de impulsividade, a saber: Urgência Positiva (itens 3, 10, 17 e 20), Urgência Negativa (itens 6, 8, 13 e 15), Falta de Premeditação (itens 2, 5, 12 e 19), Falta de Perseverança (itens 1, 4, 7 e 11) e Busca de Sensações (itens 9, 14, 16 e 18). Depois de inverter o resultado dos itens apropriados (1, 2, 4, 5, 7, 11, 12 e 19), cada item é pontuado numa escala ordinal de 4 pontos (4=Discordo muito; 3=Discordo; 2=Concordo; 1=Concordo muito), sendo que, a obtenção de valores mais elevados, refletem a presença de níveis mais elevados de impulsividade. No presente estudo, a consistência interna medida pelo alfa de Cronbach foi de .92.

A Brief Self-Control Scale (BSCS; Tangney, Baumeister, & Boone, 2004) é uma medida breve de autorrelato de 13 itens, que avalia o autocontrolo geral. A escala pode ser pontuada, depois de inverter o resultado dos itens apropriados (1, 2, 3, 4, 6, 9, 10, 12 e 13) adicionando os itens (e,g., Resisto bem às tentações) numa escala ordinal de 5 pontos (0=Nunca/ Quase nunca; 1=Poucas vezes; 2=Algumas vezes; 3=Muitas vezes; 4=Quase sempre/ Sempre), em que, resultados mais elevados, indicam níveis mais elevados de autocontrolo. Nesta investigação foi utilizada uma validação portuguesa da BSCS (Pechorro et al., 2018), onde, no presente estudo, foi obtida uma consistência interna medida pelo alfa de Cronbach de .93.

A Add Health Self-Report Delinquency (AHSRD; Udry, 2003) foi elaborada para o National Longitudinal Study of Adolescent Health (Add Health), um estudo prospetivo com adolescentes americanos do 7º ao 12º ano de escolaridade. A escala é pontuada, adicionando os 10 itens do Factor Não-violento (e,g., Tiraste coisas de uma loja sem pagares) e os 7 itens do Factor Violento (e.g., Puxaste de uma faca ou arma para ameaçar alguém), considerando uma escala ordinal de 5 pontos (0=Nunca/ Quase nunca; 1=Poucas vezes; 2=Algumas vezes; 3=Muitas vezes; 4=Quase sempre/ Sempre). Pontuações mais elevadas indicam níveis mais elevados de delinquência juvenil. Nesta investigação foi utilizada a validação portuguesa da AHSRD (Pechorro, Moreira, Basto-Pereira, Oliveira, & Ray, 2019), onde foi obtida, no presente estudo, uma consistência interna, medida pelo alfa de Cronbach de .96.

A Brief Peer Conflict Scale (PCS-20; Russell, 2014) é uma medida breve de 20 itens que avalia a violência entre pares. Cada item é pontuado numa escala ordinal de 4 pontos (0=Discordo muito; 1=Discordo; 2=Concordo; 3=Concordo muito). O PCS-20 é composto por 4 dimensões, a saber: Reativa relacional (5 itens), Proativa relacional (5 itens), Reativa aberta (5 itens) e Proativa aberta (5 itens), sendo que, a obtenção de valores mais elevados, refletem a presença de níveis mais elevados de violência entre pares. Nesta investigação foi utilizada a validação portuguesa da PCS-20 (Pechorro, Russel, Nunes, & Nunes, 2018), tendo sido obtida, no presente estudo, uma consistência interna medida pelo alfa de Cronbach de .95.

A Escala de Motivação para a Aprendizagem Escolar (EMAE; Imaginário et al., 2014) é uma medida breve de autorrelato de 14 itens, utilizada para avaliar a motivação para a aprendizagem escolar. A escala pode ser pontuada depois de se inverter os itens apropriados (5, 6, 8, 9, 11, 13 e 14), adicionando os itens (e,g., Na sala de aula, gosto de fazer as tarefas propostas) numa escala ordinal de 6 pontos (1=Discordo totalmente; 2=Discordo; 3=Discordo parcialmente; 4=Concordo parcialmente; 5=Concordo; 6=Concordo totalmente), em que, resultados mais elevados, indicam níveis mais elevados de motivação para a aprendizagem escolar. No presente estudo, a consistência interna medida pelo alfa de Cronbach foi de .92.

Os 15 critérios para o diagnóstico de Perturbação do Comportamento, de acordo com os critérios oficiais do DSM-V (APA, 2014), foram utilizados para criar uma escala de autorresposta (Skilling, Quinsey, & Craig, 2001). Os 15 itens codificados (0=Não; 1=Sim) foram somados para obter uma pontuação total, de forma a que, pontuações mais altas indicam maior presença de sintomas de perturbação do comportamento. No presente estudo, a consistência interna medida pelo alfa de Cronbach foi de .92.

O Índice de Gravidade do Crime (Index of Crime Severity-ICS; Wolfgang, Figlio, Tracy, & Singer, 1985, cit. por Braga, Pechorro, Jesus, & Gonçalves, 2018) serviu para classificar a gravidade dos crimes cometidos. O nível 0 representa delinquência ausente; o nível 1 representa delinquência menor cometida no seu agregado familiar (e.g., roubar pequenas quantias de dinheiro em casa); o nível 2 representa delinquência menor fora de casa, incluindo roubar algo de valor inferior a 5 euros, vandalismo e pequena fraude (e.g., não pagar o bilhete de autocarro); o nível 3 representa delinquência de moderada a grave como roubar algo de valor superior a 5 euros, envolvimento em gangues e porte de armas (e.g., faca, pistola); o nível 4 representa delinquência grave, tal como o roubo de carros, motas e arrombamento e invasão de domicílio; o nível 5 representa a prática de pelo menos dois dos comportamentos descritos no nível anterior ou ter praticado crimes violentos contra pessoas, agressões com armas (e.g., pau, faca, pistola) ou agressões físicas (e.g., murros, pontapés).

As características sociodemográficas e criminais da amostra foram recolhidas através de um Questionário Sociodemográfico e Criminal (QSC), construído para a presente investigação, onde foram recolhidos os seguintes dados: Sociodemográficos (e.g., idade, sexo, nacionalidade dos pais, nacionalidade e escolaridade dos participantes, escolaridade, nível socioeconómico e estado civil dos pais) e Criminais (e.g., ocorreram problemas com a lei, idade do primeiro problema com a lei, tipo de problema que ocorreu).

Procedimentos

Foi solicitada e obtida a autorização do autor principal do Child Trauma Screen (CTS; Lang, & Connel, 2017) para a tradução e utilização do referido instrumento em Portugal e proceder à sua validação. Ao longo do processo de tradução e adaptação do CTS foram seguidas recomendações internacionalmente estabelecidas (Hambleton, Merenda, & Spielberger, 2005). A tradução do instrumento original de língua inglesa para português foi efetuada por um tradutor bilingue. Posteriormente, um psicólogo e um tradutor bilingue fizeram a retroversão para inglês e, seguidamente, ocorreu uma revisão técnica realizada por dois professores universitários, bilingues, especializados em validação de escalas na área da avaliação psicológica. A versão corrigida foi sujeita a um pré-teste na qual participaram 25 adolescentes do ensino básico e secundário, de ambos os sexos. Após o preenchimento do instrumento em grupos de 5, foram convidados a sugerir alterações aos termos utilizados para melhor se adequarem à sua forma de comunicar. O objetivo foi analisar a qualidade da tradução, detetar problemas e aperfeiçoar a linguagem utilizada, tornando-a mais acessível aos participantes.

A recolha de dados ocorreu em Agrupamentos de Escolas das Regiões do Algarve, Alentejo e Grande Lisboa, após a obtenção da autorização para tratamento de dados pessoais da Comissão Nacional de Proteção de Dados (CNPD), realização de inquérito em meio escolar da Direção Geral de Educação (DGE) e respetivas Direções dos Agrupamentos de Escolas do ensino público. Foi entregue um termo de consentimento livre para ser assinado pelos encarregados de educação dos alunos, autorizando a sua participação na investigação, antes de lhes ser aplicada a bateria de testes em grupo, onde se encontrava um termo de consentimento informado para alunos. Foram excluídos os questionários preenchidos por participantes que se encontravam fora do intervalo etário pré-estabelecido (dos 12 aos 18 anos de idade) e os incompletos ou ilegíveis, sendo a taxa de participação de 92 %.

Análises estatísticas

Para inserir e analisar os dados foi utilizado o software SPSS v25 (IBM SPSS, 2017). O tratamento de dados ocorreu com recurso a ANOVA, Qui-quadrado, Mann-Whitney, análise fatorial exploratória (AFE), análise de consistência interna por alfa de Cronbach e correlações paramétricas e não paramétricas. A AFE foi efetuada diretamente nos itens do CTS Reações considerando a carga fatorial dos itens ≥.30 (Byrne, 2006; Marôco, 2014). Antes foi verificada a correlação entre as variáveis, para testar a adequação da análise fatorial da escala, sendo esta avaliada pelo índice de adequação de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) considerando um valor KMO >.50 apropriado para a análise fatorial e o Teste de Esfericidade de Bartlett (BTS) para avaliar a significância das correlações da matriz dos dados, estatisticamente significativas para um valor .<.001 (Marôco, 2018). Relativamente à retenção de fatores que expliquem a informação (variância), foi considerado um valor superior a 50% da variância total explicada, por ser, este, o valor mínimo aceitável (Marôco, 2018).

A AFE foi efetuada na dimensão do CTS Reações porque a estrutura fatorial não foi analisada pelos autores do instrumento original nem em validações noutros países que, seja do nosso conhecimento. Não foi efetuada na dimensão do CTS Eventos por esta apenas quantificar o número de EPT, não sendo considerada uma subescala psicométrica.

Foram utilizados os testes ANOVA, Qui-quadrado e Mann-Whitney para comparar os grupos em estudo quando as variáveis eram métricas, nominais e ordinais. Foram utilizadas correlações Pearson para analisar as associações entre as variáveis escalares e correlações de Spearman para analisar a relação entre variáveis ordinais e escalares (Leech, Barrett, & Morgan, 2015; Marôco, 2014). Relativamente à magnitude de correlações, foram estas consideradas entre 0 e .20 fracas, entre .20 e .50 moderadas e acima de .50 fortes (Ferguson, 2009). As pontuações totais das escalas, de acordo com o que é comum efetuar-se em psicometria (e.g., Nunnally, & Bernstein, 1994), foram utilizadas para examinar a validade divergente. A consistência interna por alfa de Cronbach foi considerada marginalmente aceitável entre .60 e .69, acima de .70 adequada e acima de .80 boa (Dunn, Baguley, & Brunsden, 2014; Nunnally et al., 1994). As médias das correlações inter-item (MCII) foram consideradas adequadas entre .15 e .50, enquanto a amplitude das correlações item-total corrigidas (ACITC) foram consideradas adequadas acima de .30 (Dunn et al., 2014; Urbina, 2014). A dimensão do efeito, eta-quadrado parcial (η..) foi considerada reduzida quando ≤.05, média entre .06 e .25, elevada entre .26 e .50 e muito elevada quando >.50. Quanto à potência do teste (π), para detetar efeitos estatisticamente significativos é desejável que seja ≥.80. Um valor de π =.80 é considerado adequado, sendo que, quanto mais elevado for este valor mais elevada será a potência do teste (Marôco, 2018).

Resultados

Para serem avaliadas as propriedades psicométricas do instrumento procedeu-se à AFE do CTS Reações, podendo observar-se no Quadro 1 as cargas fatoriais referentes aos grupos masculino e feminino. Antes de se efetuar a AFE foi avaliada a adequação dos dados à análise fatorial, com recurso ao KMO para os grupos masculino (.77) e feminino (.83) e BTS para os grupos masculino (χ2=584.44, .<.001) e feminino (χ2=525.81, .<.001). Os resultados obtidos sugerem a existência de um fator que, explica 53,47% da variância total para o grupo masculino e de 58% da variância total para o grupo feminino.

Neste quadro são também apresentados os valores da consistência interna pelo alfa de Cronbach, tendo sido obtido no grupo masculino um alfa de .82 e no grupo feminino de .85. Podem ser observadas ainda, as médias das correlações inter-item (MCII) que revelaram valores adequados (de .15 a .50) e a amplitude das correlações item-

total corrigidas (ACITC), onde foram obtidos valores adequados (acima de .30).

No Quadro 2 é apresentada a validade divergente com medidas de motivação para a aprendizagem escolar e de autocontrolo, onde os resultados revelaram no grupo masculino, correlações negativas moderadas estatisticamente significativas, no grupo feminino, correlações negativas moderadas estatisticamente significativas e na amostra total os resultados revelaram igualmente correlações negativas moderadas estatisticamente significativas.

No Quadro 3 é apresentada a validade de grupos conhecidos onde, a comparação entre os grupos em estudo, apresentou diferenças estatisticamente significativas e uma dimensão do efeito reduzida no CTS Reações (. (1,468)=7.78, .=.01; η.. =.02; π =.80; . masculino=6.74, DP masculino=4.16; . feminino=7.86, DP feminino=4.57). É também apresentada a comparação entre os grupos em estudo relativamente ao CTS Eventos, onde os dados não revelaram diferenças estatísticas significativas (. (1,468)=.32, . .57; η...00; π=.09; . masculino=1.51, DP masculino=0.93; . feminino=1.56, DP feminino=1.12).

No Quadro 4 são apresentadas as correlações Pearson do CTS Reações com outras medidas (traços triárquicos de psicopatia, traços de tríade negra, impulsividade, delinquência juvenil, violência entre pares, perturbação do comportamento, sintomas de perturbação do comportamento, índice de gravidade dos crimes). Nas medidas de traços triárquicos de psicopatia, traços de tríade negra, impulsividade, delinquência juvenil, violência entre pares, perturbação do comportamento, sintomas de perturbação do comportamento, índice de gravidade dos crimes, os dados revelaram nos grupos masculino e feminino, correlações positivas de moderadas a fortes, estatisticamente significativas. Porém, na subescala “Falta de perseverança” da medida de impulsividade, os dados revelaram no grupo masculino uma correlação não significativa e no grupo feminino uma correlação positiva fraca, estatisticamente significativa.

Discussão

Tendo em consideração a prevalência, o impacto na saúde e os custos associados à exposição a EPT, os instrumentos de recolha de informação sobre o trauma são fundamentais como estratégia de identificação precoce e encaminhamento para intervenções adequadas, diminuindo desta forma o impacto do trauma na idade adulta (e.g., Denton et al., 2016; Lang et al., 2017; 2018). Sendo raro o rastreio do trauma, devido também à falta de medidas breves e validadas para tal (e.g., Lang et al., 2018), considerámos relevante a disponibilização dum instrumento breve, psicometricamente adequado e devidamente validado. Assim sendo, o objetivo do presente estudo consistiu na validação preliminar de uma versão do CTS em adolescentes portugueses, em contexto escolar, onde foram colocadas as hipóteses de que, esta, iria demonstrar: a) Uma estrutura unifatorial do CTS Reações; b) Boa consistência interna medida pelo alfa de Cronbach; c) Validade divergente com medidas de motivação para a aprendizagem escolar e de autocontrolo; d) Validade de grupos conhecidos e, adicionalmente, foram analisadas as correlações com medidas de traços triárquicos de psicopatia, traços de tríade negra, impulsividade, delinquência juvenil, violência entre pares, perturbação do comportamento, sintomas de perturbação do comportamento e índice de gravidade do crime.

Relativamente à adequação dos dados à análise fatorial, foram obtidos valores de KMO adequados (médio no grupo masculino e bom no grupo feminino) e de BTS estatisticamente significativos. Assim sendo, os testes de KMO e BTS revelaram que os dados obtidos eram adequados para efetuar a AFE, considerando os critérios de classificação definidos em Marôco (2018). Foram obtidos na AFE, refente ao CTS Reações, valores de cargas fatoriais ≥.30 (Byrne, 2006; Marôco, 2014). Considerando a existência de um fator que explica cerca de 53,47% da variância total para o grupo masculino e cerca de 58% da variância total para o grupo feminino, os valores obtidos foram superiores a 50% da variância total explicada, valor este, considerado como o mínimo aceitável (Marôco, 2018). Uma das hipóteses por nós colocada no presente estudo, foi que, o instrumento iria demonstrar uma estrutura unifatorial para o CTS Reações. Não tendo sido analisada a estrutura fatorial em estudos anteriores, razão pela qual foi feita no presente estudo, ficámos impossibilitados de fazer comparações. Este facto pode ser justificado por ser uma escala recente e, por tal, não foram efetuadas validações anteriores à presente validação preliminar. Considerando os resultados obtidos, foi sugerida uma solução unidimensional, confirmando a nossa primeira hipótese.

A análise da consistência interna (fiabilidade) do CTS Reações, estimada pelo alfa de Cronbach, revelou valores bons (acima de .80) (Dunn et al, 2014; Nunnally et al., 1994). O valor por nós obtido é superior ao do estudo do instrumento original, onde foi apresentado um alfa de Cronbach de .78 (Lang et al., 2017; 2018). As médias das correlações inter-itens (MCII) revelaram valores adequados (de .15 a .50) para os grupos em estudo. Na amplitude das correlações item-total corrigidas (ACITC) foram obtidos valores adequados (acima de .30) (Dunn et al., 2014; Urbina, 2014). Assim sendo, a segunda hipótese por nós colocada foi igualmente confirmada.

Relativamente à validade divergente obtiveram-se correlações com medidas de motivação para a aprendizagem escolar (EMAE) e autocontrolo (BSCS), onde os dados revelaram correlações Pearson negativas, moderadas e estatisticamente significativas, nos grupos masculino e feminino. Considerando o sentido (negativo) e a intensidade (moderada) da relação linear entre o CTS Reações (sintomas de PTSD) e as medidas EMAE e BSCS (e, g., Marôco, 2018), os dados obtidos são corroborados por autores diversos. É referido por estes que, a exposição a situações adversas, pode influenciar o desempenho em contexto escolar (e.g., notas inferiores, retenção escolar, abandono escolar) por ocorrerem respostas a nível psicológico (e.g., ansiedade, depressão, medo, agressividade, défices nas relações interpessoais) (e.g., Romano, Babchishin, Marquis, & Fréchette, 2015) e a nível físico (e.g., insónias, fadiga) (Calhoun, & Tedeschi, 2013). Podem ocorrer também comportamentos externalizantes (e.g., baixo autocontrolo) associados significativamente a formas diversas de vitimização (DeLisi, Tostlebe, Burgason, Heirigs, & Vaughn, 2016; Pechorro et al., 2018). A terceira hipótese por nós colocada foi confirmada.

Considerando a validade de grupos conhecidos os resultados revelaram diferenças estatísticas significativas entre os grupos em estudo no CTS Reações, sendo a dimensão do efeito (.02) reduzida e a potência do teste (.80) adequada (Marôco, 2018). Na comparação entre os grupos masculino e feminino, não foram encontradas diferenças significativas no CTS Eventos, porém, os dados revelaram que, os participantes do grupo feminino obtiveram pontuações mais elevadas, estatisticamente significativas, no CTS Reações. Os resultados obtidos são corroborados por autores diversos quando referem que, os indivíduos do sexo feminino, correm maior risco de desenvolver PTSD do que os indivíduos do sexo masculino e, a PTSD, tem maior prevalência ao longo da vida e é experienciada por períodos mais longos nos indivíduos do sexo feminino, considerando a população geral (e.g., APA, 2014; Trickey, Siddaway, Meiser-Stedman, Serpell, & Field, 2012). Para salientar e melhor ilustrar este facto, referido na revisão de literatura, optámos por apresentar também os resultados do CTS Eventos no Quadro 3. Assim sendo, foi confirmada a quarta hipótese por nós colocada.

Considerando a análise das correlações com outras medidas, os dados revelaram que, estas, nos grupos masculino e feminino, nas medidas de traços triárquicos de psicopatia, traços de tríade negra, impulsividade, delinquência juvenil, violência entre pares, perturbação do comportamento, sintomas de perturbação do comportamento e índice de gravidade do crime revelaram-se positivas de moderadas a fortes, estatisticamente significativas, corroborando o referido pelos autores consultados na revisão de literatura efetuada (e.g., Christian et al., 2015; Wright et al., 2017). Para além destes, num estudo com jovens delinquentes entre os 12 e os 18 anos de idade, foi analisada por Hoskins e colaboradores (2019), a associação entre o trauma e (e.g., sintomas psiquiátricos), sendo referido que, quase três quartos destes estiveram expostos a EPT, apresentando mais sintomas externalizantes do que os não expostos a tais situações adversas e, ainda que, os participantes do sexo feminino revelaram taxas mais elevadas de sintomas internalizantes e com maior gravidade, dos que os do sexo masculino. Para (Wilson et al., 2009) a exposição na infância à violência é um fator de risco para comportamentos violentos, antissociais e prevalência do trauma em jovens delinquentes sendo o mesmo corroborado por (Dubowitz et al., 2011) quando referem que, há evidências empíricas que suportam a relação entre a exposição à violência na infância e comportamentos violentos e prática de crimes na adolescência. Para (D’Andrea et al., 2012) os indivíduos expostos a EPT na infância e que apresentam determinados sintomas (e.g., agressividade, impulsividade, comportamento de oposição) podem mais tarde desenvolver PTSD.

Na subescala “Falta de perseverança” da medida de impulsividade os dados revelaram no grupo masculino uma correlação não significativa e no grupo feminino uma correlação positiva fraca (.=.19, .=<.01), estatisticamente significativa, porém no limite considerado moderada.

Conclusões

Concluímos que, a versão do CTS, apresentou propriedades psicométricas adequadas para a sua utilização em adolescentes portugueses em contexto escolar uma vez que, os resultados obtidos, indicam que o CTS proposto no presente estudo é um instrumento de autorrelato válido e fiável para a avaliação do trauma. Considerando que, o trauma é um construto com relevância clínica, educacional e forense que, influência o indivíduo e a sociedade, a versão portuguesa deste instrumento pode contribuir para preencher uma lacuna na avaliação do trauma, especifica e adequada a esta fase do desenvolvimento do indivíduo.

Os benefícios da utilização desta medida de triagem, para a investigação e prática clínica, devem ser considerados porque, os instrumentos breves, apresentam vantagens, tais como: o tempo de resposta dos participantes é menor, logo, tem impacto na motivação e na fadiga para determinadas populações (e.g., crianças, adolescentes); diminui a probabilidade de ocorrerem itens omissos; os itens são mais representativos do constructo, uma vez que, são mantidos apenas os itens essenciais, eliminando desta forma os que se repetem ou os muito semelhantes (Rammstedt, & Beierlein, 2014).

Considerando as limitações deste estudo, seria aconselhável a utilização de outras medidas validadas de trauma em adolescentes portugueses para analisar a validade convergente e a validação cruzada com outras amostras (e.g., clínica), para verificar se as propriedades psicométricas do CTS se mantêm adequadas. Outra limitação do presente estudo, está relacionada com o facto da amostra ter sido recolhida apenas na zona sul de Portugal (regiões do Algarve, Alentejo e Grande Lisboa).

Com a presente investigação, por considerarmos que, este, é um tema de relevante interesse para a comunidade, pensamos ter contribuído para fomentar novas investigações com adolescentes na área do trauma e das suas consequências ao longo do desenvolvimento do indivíduo, não só para o próprio, como também para a sua família e sociedade em geral. Pelo anteriormente referido, concluímos por fim que, este estudo, apresenta relevância clínica e epidemiológica.

Referências

Adams, Z. W., McCart, M. R., Zajac, K., Danielson, C. K., Sawyer, G. K., Saunders, B. E., & Kilpatrick, D. G. (2013). Psychiatric problems and trauma exposure in nondetained delinquent and nondelinquent adolescents.Journal of Clinical Child and Adolescent Psychology, 42(3), 323-331.

Alberto, I. (2014). Maus tratos e negligência de crianças: Modelos e formatos de intervenção. In M. Matos (Coord.), Vítimas de crime e violência: Práticas de intervenção (pp.13-26). Braga: Psiquilíbrios Edições.

American Psychiatric Association. (2014). Diagnostic and statistical manual of mental disorder (5ª ed.) (DSM-V). Arlington, VA: Author. (tradução portuguesa). Lisboa: Climepsi.

Azevedo, M. C., & Maia, A. (2006). Maus-tratos à criança. Lisboa: Climepsi.

Benjet, C., Bromet, E., Karam, E., Kessler, R., McLaughlin, K., Ruscio, A., (…) & Koenen, K. (2016). The epidemiology of traumatic event exposure worldwide: Results from the World Mental Health Survey Consortium. Psychological Medicine, 46, 327-343. doi:10.1017/S0033291715001981

Braga, T., Pechorro, P., Jesus, S., & Gonçalves, R. (2018). Autoestima, narcisismo e dimensões de delinquência juvenil: Que relação? Análise Psicológica, 36(2), 145-157. doi:10.14417/ap.1361

Branson, C. E., Baetz, C. L., Horwitz, S. M., & Hoagwood, K. E. (2017). Trauma-informed juvenile justice systems: A systematic review of definitions and core components. Psychological Trauma, 9(6), 635-646. doi:10.1037/tra0000255

Byrne, B. (2006). Structural equation modeling with EQS: Basic concepts, applications, and programming. Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.

Calhoun, L. G., & Tedeschi, R. G. (2013). The process of posttraumatic growth in clinical practice. In L. G. Calhoun, & R. G. Tedeschi (Eds.), Posttraumatic growth in clinical practice (pp. 1-22). New York: Routledge.

Christian, C. W., Crawford-Jakubiak, J. E., Flaherty, E. G., Leventhal, J. M., Lukefahr, J. L., & Sege, R. D. (2015). The evaluation of suspected child physical abuse. Pediatrics, 135(5), e1337-e1354. doi:10.1542/peds.2015-0356

Costa, S. F., & Teixeira, S. (2016). “A história não tem de ser o destino”: O risco psicossocial em crianças com famílias disfuncionais. Psicologia da Criança e do Adolescente, 7(1-2), 193-203.

D'Andrea, W., Ford, J., Stolbach, B., Spinazzola, J., & van der Kolk, B. A. (2012). Understanding interpersonal trauma in children: Why we need a developmentally appropriate trauma diagnosis. American Journal of Orthopsychiatry, 82(2), 187-200. doi:10.1111/j.1939-0025.2012.01154.x.

DeLisi, M., Tostlebe, J., Burgason, K., Heirigs, M., & Vaughn, M. (2016). Self- control versus psychopathy. Youth Violence and Juvenile Justice, 16(1), 53-76. doi:10.1177/1541204016682998

Denton, R., Frogley, C., Jackson, S., John, M., & Querstret, D. (2016). The assessment of developmental trauma in children and adolescents: A systematic review. Clinical Child Psychology and Psychiatry, 22(2), 260-287. doi:10.1177/1359104516631607

Dubowitz, H., Kim, J., Black, M. M., Weisbart, C., Semiatin, J., & Magder, L. S. (2011). Identifying children at high risk for a child maltreatment report. Child Abuse & Neglect, 35, 96-104.

Dunn, T., Baguley, T., & Brunsden, V. (2014). From alpha to omega: A practical solution to the pervasive problem of internal consistency estimation. British Journal of Psychology, 105(3), 399-412. doi:10.1111/bjop.12046

Eklund, J. M., & Klinteberg, B. (2012). Stability and change in criminal behavior: A prospective study of young male lawbreakers and controls. International Journal of Forensic Mental Health, 5(1), 83-95. doi:10.1080/14999013.2006.10471232

Fang, X., Brown, D. S., Florence, C. S., & Mercy, J. A. (2012). The economic burden of child maltreatment in the United States and implications for prevention. Child Abuse & Neglect, 36(2), 156-165. doi:10.1016/j.chiabu.2011.10.006

Ferguson, C. J. (2009). An effect size primer: A guide for clinicians and researchers. Professional Psychology: Research and Practice, 40(5), 532-538. doi:10.1037/a0015808

Fergusson, D. M., Horwood, L. J., & Woodward, L. J. (2000). The stability of child abuse reports: A longitudinal study of the reporting behaviour of young adults. Psychological Medicine, 30(3), 529-544.

Finkelhor, D., Turner, H. A., Shattuck, A., & Hamby, S. L. (2013). Violence, crime, and abuse exposure in a national sample of children and youth: An update. Journal of the American Medical Association Pediatrics, 167(7), 614-621. doi:10.1001/jamapediatrics.2013.42

Fisher, M. A. (2011). Ethics for the pediatrician: Caring for abused children. Pediatrics in Review, 32(7), e73-e78. doi:10.1542/pir.32-7-e73PMID:21724900

Florence, C., Brown, D. S., Fang, X., & Thompson, H. F. (2013). Health care costs associated with child maltreatment: Impact on medicaid. Pediatrics, 132, 312-318. doi:10.1542/peds.2012-2212

Freeman, P. A. C. (2014). Prevalence and relationship between adverse childhood experiences and child behavior among young children. Infant Mental Health Journal, 35(6), 544-554. doi:10.1002/imhj.21460.

Gilbert, R., Widom, C. S., Browne, K., Fergusson, D., Webb, E., & Janson, S. (2009). Burden and consequences of child maltreatment in high-income countries. The Lancet, 373(9657), 68-81. doi:10.1016/S0140-6736(08)61706-7

Grasso, D. J., Felton, J. W., & Reid-Quiñones, K. (2015). The Structured Trauma-Related Experiences and Symptoms Screener (STRESS): Development and preliminary psychometrics. Child Maltreatment, 20(3), 214-220. doi:10.1177/1077559515588131

Hambleton, R., Merenda, P., & Spielberger, C. (2005). Adapting educational and psychological tests for cross-cultural assessment. Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.

Hoskins, D., Marshall, B. D. L., Koinis-Mitchell, D., Galbraith, K., & Tolou-Shams, M. (2019). Latinx youth in first contact with the justice system: Trauma and associated behavioral health needs. Child Psychiatry & Human Development, 50(3), 459-472. doi:10.1007/s10578-018-0855-z

IBM Corp. (2017). IBM SPSS Statistics for Windows (version 25). Armonk, NY: Author

Imaginário, S., Jesus, S. N., Morais, F., Fernandes, C., Santos, R., Santos, J., & Azevedo, I. (2014). Motivação para a aprendizagem escolar: Adaptação de um instrumento de avaliação para o contexto português. Revista Lusófona de Educação, 27, 91-105.

Iraurgi, I., Martínez-Pampliega, A., Sanz, M., Cosgaya, L., Galíndez, E., & Muñoz, A. (2008). Escala de Conflicto Interparental desde la Perspectiva de los Hijos (CPIC): Estudio de validación de una versión abreviada de 36 ítems. Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica, 25(1), 9-34.

Jonason, P. K., & Webster, G. D. (2010). The Dirty Dozen: A concise measure of the dark triad. Psychological Assessment, 22(2), 420-432. doi:10.1037/a0019265

Kisiel, C., Conradi, L., Fehrenbach, T., Torgersen, E., & Briggs, E. C. (2014). Assessing the effects of trauma in children and adolescents in practice settings. Child and Adolescent Psychiatric Clinics of North America, 23(2), 223-242. doi:10.1016/j.chc.2013.12.007

Lang, J. M., & Connell, C. M. (2017). Development and validation of a brief trauma screening measure for children: The Child Trauma Screen. Psychological Trauma: Theory, Research, Practice, and Policy, 9(3), 390-398. doi:10.1037/tra0000235

Lang, J. M., & Connell, C. M. (2018). The Child Trauma Screen: A follow-up validation. Journal of Traumatic Stress, 31(3), 540-548. doi:10.1002/jts.22310

Leech, N., Barrett, K., & Morgan, G. (2015). IBM SPSS for intermediate statistics: Use and interpretation (5^th ed.). New York: LEA.

Lewinsohn, P. M., Rohde, P., & Farrington, D. P. (2000). The OADP-CDS: A brief screener for adolescent condut disorder. Journal of the American Academy of Child & Adolescent Psychiatry, 39(7), 888-895. doi:10.1097/00004583-200007000-00018

Luthar, S. S., Crossman, E. J., & Small, P. J. (2015). Resilience and adversity. In R. M. Lerner & M. E. Lamb (Eds.), Handbook of child psychology and developmental science Vol. III (pp. 247-286) (7^th ed.). New York: Wiley.

Marôco, J. (2014). Análise de equações estruturais: Fundamentos teóricos, software & aplicações. Pêro Pinheiro: ReportNumber.

Marôco, J. (2018). Análise estatística com o SPSS Statistics (7ª ed.). Pêro Pinheiro: ReportNumber.

Norman, R. E., Byambaa, M., De, R., Butchart, A., Scott, J., & Vos, T. (2012). The long-term health consequences of child physical abuse, emotional abuse, and neglect: A systematic review and meta-analysis. Plos Medicine, 9(11), e1001349. doi:10.1371/journal.pmed.1001349

Nunnally, J., & Bernstein, I. (1994). Psychometric theory (3^rd ed.). New York: McGraw-Hill.

Palma, V. H., Pechorro, P., Jesus, S. N., & Nunes, C. (submetido). Psychometric properties of the Oregon Adolescent Depression Project-Conduct Disorder Screener among Portuguese youths.

Pechorro, P., Oliveira, J. P., Gonçalves, R. A., & Jesus, S. N. (2018). Propriedades psicométricas de uma versão reduzida da Escala de Impulsividade de Barratt-11 numa amostra escolar de adolescentes portugueses. Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica, 47(2), 157-170. doi:10.21865/RIDEP47.2.11

Pechorro, P., Pontes, C., DeLisi, M., Alberto, I., & Simões, M. R. (2018). Escala breve de autocontrolo: Validação e invariância numa amostra de jovens portugueses. Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica.

Pechorro, P., Russel, J. D., Nunes, L. A., & Nunes, C. (2018). The Brief Peer Conflict Scale (PCS-20): Psychometric properties among a sample of incarcerated male juvenile offenders. International Journal of Offender Therapy and Comparative Criminology, 62(8), 2414-2429. doi:10.1177/0306624X17719299

Pechorro, P., DeLisi, M., Alberto, I., Ray, J. V., & Simões, M. R., (2019). The Triarchic Model of Psychopathy among incarcerated male youths: A psychometric study. In M. DeLisi (Ed.), Routledge international handbook of psychopathy and crime (pp. 265-275). New York: Routledge.

Pechorro, P., Moreira, K., Basto-Pereira, M., Oliveira, J. P., & Ray, J. V. (2019). The self-report delinquency scale from the national longitudinal study of adolescent to adult health among at-risk for delinquency youths. Violence and Victims, 34(1), 120-135. doi:10.1891/0886-6708.34.1.120.

Pechorro, P., Jonason, P. K., Raposo, V., & Marôco, J. (in press). Dirty Dozen: A concise measure of Dark Triad traits among at-risk youths. Current Psychology. doi:10.1007/s12144-019-00288-9

Pechorro, P., Revilla, R., Palma, V. H., Gonçalves, R. A., & Cyders, M. (submetido). Examination of the SUPPS-P Impulsive Behavior Scale among male and female Portuguese youth: Psychometrics and invariance.

Rammstedt, B., & Beierlein, C. (2014). Can’t we make it any shorter? The limits of personality assessment and ways to overcome them. Journal of Individual Differences, 35, 212-220. doi:10.1027/1614-0001/a000141

Romano, E., Babchishin, L., Marquis, R., & Fréchette, S. (2015). Childhood maltreatment and educational outcomes. Trauma, Violence & Abuse, 16(4), 418437. doi:10.1177/1524838014537908.

Russell, J. D. (2014). The Structure of Child and Adolescent Aggression: Validation of a Brief Peer Conflict Scale. University of New Orleans, New Orleans, LA. Retrieved from http://scholarworks.uno.edu/td/1892

Sachser, C., Berliner, L., Holt, T., Jensen, T. K., Jungbluth, N., Risch, E., Rosner, R., & Goldbeck, L. (2017). International development and psychometric properties of the Child and Adolescent Trauma Screen (CATS). Journal of Affective Disorders, 210, 189-195. doi:10.1016/j.jad.2016.12.040

Shenk, C. E., Griffin, A. M., & O’Donnell, K. J. (2015). Symptoms of major depressive disorder subsequent to child maltreatment: Examining change across multiple levels of analysis to identify transdiagnostic risk pathways. Development and Psychopathology, 27(4Pt2), 1503-1514. doi:10.1017/S0954579415000905

Simões, M. R. (2000). Investigações no âmbito da Aferição Nacional do Teste das Matrizes Progressivas Coloridas de Raven (MPCR). Lisboa: Fundação Calouste Gulbenkian.

Skilling, T., Quinsey, V., & Craig, W. (2001). Evidence of a taxon underlying serious antisocial behavior in boys. Criminal Justice and Behavior, 28, 450-470. doi:10.1177/00938548010280040

Steinberg, A. M., Brymer, M. J., Kim, S., Briggs, E. C., Ippen, C. G., Ostrowski, S. A., Gully, K. J., & Pynoos, R. S. (2013). Psychometric properties of the UCLA PTSD reaction index: Part I. Journal of Traumatic Stress, 26(1), 1-9. doi:10.1002/jts.21780

Tangney, J., Baumeister, R., & Boone, A. (2004). High self-control predicts good adjustment, less pathology, better grades, and interpersonal success. Journal of Personality, 72, 271-324. doi:10.1111/j.0022-3506.2004.00263.x

Tonmyr, L., Hovdestad, W., & Draca, J. (2014). Commentary on Canadian child maltreatment data. Journal of Interpersonal Violence, 29, 186-197. doi:10.1177/0886260513504643PMID:24097903

Torre, M. L., & Escobar, C. G. (2017). Maus-tratos na criança e no jovem. In F. Xarepe, I. F. Costa, & M. R. O. Morgado (Coords.), O risco e o perigo na criança e na família (pp. 69-78). Lisboa: Pactor.

Trickey, D., Siddaway, A. P., Meiser-Stedman, R., Serpell, L., & Field, A. (2012). A meta-analysis of risk factors for post-traumatic stress disorder in children and adolescents. Clinical Psychology Review, 32(2), 122-138. doi:10.1016/j.cpr.2011.12.001

Udry, J. (2003). The national longitudinal study of Adolescent Health (Add Health), waves I and II, 1994–1996; wave III, 2001–2002. Chapel Hill, NC: Carolina Population Center, University of North Carolina at Chapel Hill.

Urbina, S. (2014). Essentials of psychological testing (2^nd ed.). Hoboken, NJ: John Wiley & Sons.

Wilson, H. W., Stover, C. S., & Berkowitz, S. J. (2009). Research review: The relationship between childhood violence exposure and juvenil antisocial behavior: A meta-analytic review. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 50(7), 769-779.

Wolfgang, M. E., Figlio, R., Tracy, P., & Singer, S. I. (1985). The national survey of crime severity. Washington: U. S. Government Printing Office.

Wright, J. P., Morgan, M. A., Almeida, P. R., Almosaed, N. F., Moghrabi, S. S., & Bashatah, F. S. (2017). Malevolent forces: Self-control, the dark triad, and crime. Youth Violence and Juvenile Justice, 15(2), 191-215. doi:10.1177/1541204016667995

Yanos, P. T., Czaja, S. J., & Widom, C. S. (2010). A prospective examination of service use by abused and neglected children followed up into adulthood. Psychiatric Services Washington DC, 61(8), 796-802.

Zoellner, L. A., Foa, E. B., Brigidi, B. D., & Przeworski, A. (2000). Are trauma victims suceptible to false memories? Journal of Abnormal Psychology, 109(3), 517-524.