Consumo de Canábis: craving e a relação
com ansiedade, stresse e depressão
Resumo. A canábis é a substância ilícita mais consumida em Portugal com um início de consumo muito precoce.
O craving é considerado um dos factores fundamentais ligados ao consumo de canábis, associando-se à depressão,
a ansiedade e ao stresse. Espera-se que nível de craving e sexo se relacionem com a depressão, ansiedade e stresse
numa amostra de consumidores portugueses. A amostra foi constituída por 143 consumidores da zona Norte
do país e os dados recolhidos através de questionários online (DASS-21 e o MCQ-SF). Os resultados permitem
concluir que a emocionalidade, a intencionalidade e a compulsividade relacionaram-se positivamente com o nível
do craving, bem como, com o stresse e a depressão. Quanto ao número de anos de consumo, constatou-se um
efeito significativo, de dimensão média, na ansiedade.
Palavras chave. Canábis, craving, ansiedade, stress, depressão.
Abstract. Cannabis is the most used illicit substance in Portugal and is the one, which presents, on average, an
earlier onset of consumption. Craving is considered one of the fundamental factors linked to the cannabis use,
associating anxiety, stress and depression. The sample consisted of 143 individuals from the northern area of the
country and the data was gathered through two online questionnaires (DASS-21 and the MCQ-SF). The obtained
results allow us to conclude that emotionality, purposefulness and compulsivity are positively associated with the
level of craving and, combined, as well to stress and depression. The number of years of consumption presents a
significant effect in anxiety, with a medium effect size.
Keywords. Cannabis, craving, anxiety, stress, depression.
1
José Vasconcelos-Raposo. Institute for Systems and Computer Engineering, Technology and Science, Portugal. Endereço
Postal: UTAD – Psicologia. Quinta de Prados. 5001-801. Vila Real. Portugal. E-mail: jvraposo@tad.pt
2
Sérgio Couto. Universidade Trás-os-Montes e Alto Douro, Portugal. E-mail: sergio.e.mendescouto@gmail.com
3
Nilton Formiga. Universidade Potiguar, Brasil. E-mail: nsformiga@yahoo.com
4
Carla M. Teixeira. Universidade Trás-os-Montes e Alto Douro, Portugal. E-mail: cteixeir@utad.pt
José Vasconcelos-Raposo
1
Sérgio Couto
2
Nilton Formiga
3
Carla M. Teixeira
4
1
Institute for Systems and Computer Engineering, Technology and Science, Portugal
2, 4
Universidade Trás-os-Montes e Alto Douro, Portugal
3
Universidade Potiguar, Brasil
Cannabis use: craving and the relationship
with anxiety, stress and depression
ISSN 2215-3535
DOI: https://doi.org/10.15517/ap.v32i125.28380
Actualidades en Psicología, 32(125), 2018, 1-18
http://revistas.ucr.ac.cr/index.php/actualidades
Esta obra está bajo una licencia de Creative Commons Reconocimiento-NoComercial-SinObraDerivada 4.0 Internacional.
Actualidades en Psicología, 32(125), 2018, 1-18
2
Introducción
Nas estatísticas da criminalidade ligada à droga, a canábis é a responsável por 80% das
apreensões relatadas e o seu consumo ou posse responsável por 60% das infracções à
legislação em matéria de droga na Europa. No período entre 2006 e 2013, 870 toneladas
de canábis foram retiradas de circulação, em resultado das 654 000 apreensões que se
realizaram. De acordo com o Observatório Europeu da Droga e da Toxicodependência
(EMCDDA, 2015), em 2015 foram feitas 732 000 que totalizaram 632 toneladas
(EMCDDA, 2017). Ainda de acordo com a mesma fonte, a canábis destaca-se, também,
pelo seu crescente impacto nos custos do tratamento da toxicodependência, devido ao
aumento de pedidos para o tratamento de consumidores desta substância.
A nível europeu, estima-se que na faixa etária entre os 15 e os 65 anos, em 2014, 19.3
milhões de pessoas consumiram canábis (cerca de 5.7% da população). Se considerarmos
a prevalência de consumo de canábis ao longo da vida (pelo menos uma experiência de
consumo), o número estimado é de 78.9 milhões de pessoas (cerca de 23.3% da população).
Em Portugal, no último estudo realizado pelo Serviço de Intervenção nos Comportamentos
Aditivos e nas Dependências (SICAD, 2014) os dados referentes à população geral (faixa
etária entre os 15 e os 65 anos), a prevalência de consumo de canábis ao longo da vida
foi de 9.4%. Cerca de 0.7% da população geral apresentava sintomas de dependência
do consumo de canábis e 0.7% apresentava um consumo considerado de alto risco
(consumo diário ou quase diário de canábis em pelo menos 1 dos últimos 12 meses)
(Carapinha, Balsa, Vital, & Urbano, 2015). No ano de 2013, foram admitidos 1985
novos utentes (usuários) no ambulatório da rede pública, no âmbito do tratamento da
toxicodependência, tendo cerca de metade identificado como substância de consumo
principal a canábis (SICAD, 2014).
Em estudos realizados na população portuguesa, estima-se que a idade média de início
de consumo de canábis seja aos 18 anos, a mais baixa entre as idades médias de início
de consumo de substâncias ilícitas. Esta substância é a que apresenta maior consumo ao
longo da vida em todas as regiões do país. De acordo com Balsa, Vital e Urbano (2014)
há quase uma coincidência entre a experiência de consumo de canábis e a experiência de
consumo de qualquer outra substância psicoactiva, ou seja, quase todos os indivíduos que
já experimentaram uma substância ilícita já experimentaram canábis.
Atendendo a estes resultados e observações, pode considerar-se o consumo de canábis
como um problema de saúde, generalizado a nível europeu. Portugal não é excepção, em
particular quando se tem em consideração as prevalências de consumo de alto risco e
de dependência. Face a esta realidade o estudo dos factores psicológicos associados ao
consumo de canábis assumem particular relevo, para se poder desenvolver políticas de
educação que visem a prevenção, assim como para intervenções terapêuticas mais eficazes.
Um dos componentes comportamentais primários da adição a substâncias, nomeadamente
à canábis, é o craving, normalmente definido como sendo um desejo ou impulso intenso
associado aos efeitos associados ao consumo regular e prolongado no tempo (Filbey,
Schacht, Myers, Chavez, & Hutchison, 2009; Rosenberg, 2009). Outros sugerem que este
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conceito possa ser entendido como sendo uma resposta automática e inconsciente a um
estímulo, quer na forma de operacionalização do processamento de informação, quer
como a componente de um mecanismo de tomada de decisão.
Para Skinner e Aubin (2010) os triggers (desencadeadores) do craving tanto podem ser
biológicos, como psicológicos e motivacionais. Entre várias estratégias para estudar o
craving, foram conceptualizdas em quatro dimensões: 1- emocionalidade (uso de canábis por
antecipação do alívio da abstinência ou humor negativo), 2- compulsividade (inabilidade
para controlar o consumo de canábis), 3- intencionalidade (intenção ou planeamento do
consumo de canábis) e 4- expectativa (antecipação de resultados positivos do consumo de
canábis) (Heishman & Singleton, 2006).
Apesar da divergência de definições, existe concordância quanto à importância do craving
no consumo de substâncias, em geral, e no consumo de canábis, em particular (Budney,
Vandrey, Hughes, Tostenson, & Bursac, 2008; Dervaux & Laqueille, 2012; Filbey et al.,
2009; Vandrey, Budney, Hughes, & Liguori, 2008). O craving é considerado um forte
preditor do consumo a curto prazo (Serre, Fatseas, Swendsen, & Auriacombe, 2014) e
está, também, associado à manutenção dos consumos, sendo indicado como um sintoma
de abstinência (Budney et al., 2008).
A manutenção do consumo de canábis está associado a conjunto de factores quer do
foro psicológico como do biológico. De entre os psicológicos mais amplamente citados
e tidos como, eventualmente, mais significativos temos a depressão, a ansiedade e o
stresse. Dos três, o stresse é referido como sendo um fator de risco predominante para o
desenvolvimento de consumos de substâncias (Karoly & Hutchison, 2012). Isto por que
associado ao stresse há a crença que o consumo de canábis é uma estratégia de coping
para reduzir o stresse produzido pelas várias circunstâncias que o consumidor frequente
enfrenta nas suas vidas (Buckner, Schmidt, Bobadilla, & Taylor, 2006; Hyman & Sinha,
2009; Lee, Neighbors, & Woods, 2007).
A canábis poderá ser consumida por diversos motivos, tendo estes, no entanto, algo em
comum: a procura de sensações agradáveis ou de prazer. Contudo, a canábis apresenta vários
efeitos adversos tanto agudos como crónicos (Hall & Degenhart, 2009). A intensidade
destes efeitos está associada com a potência da canábis, ou seja, com a concentração do
seu componente activo.
O componente activo e constituinte psicoactivo principal da canábis é o
∆9-tetrahidrocanabinol (THC) (Dervaux & Laqueille, 2012) que é responsável pelas
sensações de euforia, relaxamento e pela intensificação sensorial procuradas pelos
consumidores. No entanto, altas concentrações de THC podem causar crises de pânico,
ansiedade, sintomas depressivos e sintomas psicóticos.
O consumo frequente de canábis está, também, associado ao aumento da vulnerabilidade
a sintomas de ansiedade e depressão, uma vez que aumenta a reatividade ao stresse e
induz sintomas de ansiedade, quer durante o período de intoxicação, quer durante os
períodos de abstinência (Stapinski, Montgomery, & Araya, 2016). A existência de sintomas
depressivos, ansiedade e a maior reactividade a situações de stresse leva, por sua vez, a
uma manutenção do consumo (Budney et al., 2008).
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O consumo continuado de canábis pode levar à dependência e, consequentemente, ao
desenvolvimento de sintomas associados à abstinência da substância. Estes sintomas de
abstinência podem manifestar-se num espaço de 24 horas após o consumo, causam grande
desconforto e são apontados como um factor importante na recaída de consumidores
abstinentes ou em tratamento (Budney et al., 2008). Os consumidores de canábis que
procuram tratamento referem diversos sintomas de abstinência, sendo os mais comuns a
ansiedade, insónia, irritabilidade e a depressão (Hall & Degenhart, 2009; Levin et al., 2010;
Roura & Chabrol, 2004).
Contudo, embora os sintomas como a ansiedade e a depressão sejam apontados como
efeitos agudos do consumo ou de abstinência, há evidências que sugerem o consumo de
canábis como um factor de risco para o desenvolvimento de psicopatologias depressivas
e transtornos de ansiedade (Cougle, Hakes, Macatee, Chavarria, & Zvolensky, 2015). Os
estudos sugerem que consumos iniciados na adolescência e que se tornam regulares,
frequentemente, estão directamente associados ao aumento da incidência de transtornos
depressivos e de ansiedade (Hayatbakhsh et al., 2007). Os consumidores regulares,
quando comparados com os ocasionais, apresentam sintomas mais severos de ansiedade e
depressão (Horwood et al., 2012; Lubman, Cheetham, & Yücel, 2015).
Todos estes factores estão relacionados, de uma maneira ou de outra, com o consumo de
canábis. No entanto, várias questões continuam por responder, nomeadamente: ¿quais as
relações entre esses factores? ¿Terão a depressão, a ansiedade e o stresse alguma relação
com o craving? ¿Poderão outros factores, como o número de anos de consumo ter alguma
relação com o craving?
A literatura é escassa ou mesmo inexistente no que diz respeito às respostas a estas questões/
relações entre estes factores em consumidores de canábis. Se considerarmos o caso de
Portugal, em particular, a investigação com consumidores de canábis é extremamente
escassa, embora esta seja a substância ilícita mais consumida no país.
O presente estudo tem como objectivo específico, identificar como o nível de craving
se relaciona com a depressão, a ansiedade e o stresse, numa amostra de consumidores
portugueses. Pretende-se, ainda, quantificar a relação entre o nível do craving nas diferentes
dimensões da escala utilizada para medição do craving (emocionalidade, intencionalidade
e compulsividade). Por último, através de comparações, procurámos diferenciar por sexo
os consumos e como esses podem ser influenciados pelo número de anos de consumo.
Método
O presente estudo é um estudo de caráter transversal e correlacional, com um desenho
quase-experimental. Os dados foram recolhidos num único momento e analisados através
do programa Statistical Package for the Social Science (SPSS), versão 20.
Caracterização da amostra
A amostra inicialmente recolhida foi composta por 144 indivíduos consumidores de
canábis. Durante a análise dos dados, foi verificada a existência de respostas extremas
num dos participantes. Os consumidores activos de substâncias ilícitas apresentam
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características especiais e esses particularismos psíquicos podem-se traduzir em respostas
com valores extremos devido a exagero ou minimização por parte dos participantes, uma
vez que estes procuram, de alguma forma, enquadrar-se no que entendem ser num modelo
social de aceitação dos seus comportamentos (Harrell, 1997).
Dada a natureza da recolha de dados efectuada (sem contacto directo com os
participantes), não existem informações suficientes que permitam compreender e explicar
a existência destes resultados extremos. Por esta razão, optámos por remover os dados
dos participantes que apresentaram respostas com assimetrias acentuadas nas respostas
aos itens dos questionários. A amostra final foi constituída por 143 participantes, 93 do
sexo masculino (65%) e 50 do sexo feminino (35%), com idades compreendidas entre os
18 e os 41 anos, com uma média de idades de 25.13 anos e desvio-padrão de 4.41. No que
concerne à escolaridade, 1 participante (0.7%) finalizou o 4º ano e, 8 dos participantes
(5.6%) finalizaram o 6º ano, 22 (15.4%) finalizaram o 9º ano, 66 (46.2%) finalizaram o 12º
ano e 46 (32.2%) finalizaram uma licenciatura ou grau superior.
Relativamente à profissão, os participantes foram classificados tendo em conta a
Classificação Nacional das Profissões, proposta pelo Instituto Nacional de Estatísticas
(INE, 2010). Assim, 5 participantes (3.5%) integram-se nas profissões ligadas às forças
armadas, 44 (30.8%) estudantes, 23 (16.1%) trabalhadores não-qualificados, 4 (2.8%)
operadores de instalações e máquinas e trabalhadores de montagem, 14 (9.8%) operários,
artífices e trabalhadores similares, 3 (2.1%) agricultores e trabalhadores qualificados da
agricultura e pescas, 23 (16.1%) pessoal dos serviços e vendedores, 3 (2.1%) pessoal
administrativo e similares, 16 (11.2%) técnicos e profissionais de nível intermédio e 8
(5.6%) especialistas das profissões intelectuais e científicas. Dos participantes, 47 (32.9%)
são estudantes, 65 (45.5%) encontram-se activos profissionalmente, e 31 (21.7%)
encontram-se desempregados. Foram também analisados dados acerca da frequência de
consumo, quantidades e hábitos de consumo.
Relativamente aos consumos efectuados, no que diz respeito à frequência, 87 (60.8%)
referem consumir canábis todos os dias, 28 (19.6%) consomem canábis de 4 a 6 dias por
semana e 28 (19.6%) de 1 a 3 dias por semana. Quando questionados sobre a quantidade
consumida diariamente nos últimos 7 dias, 14 (9.8%) referem ter consumido 1 a 2 doses,
10 (7%) referem ter consumido 3 a 5 doses, 30 (21%) 6 a 9 doses e 89 (62.2%) referem ter
consumido 10 ou mais doses. Quanto ao âmbito de consumo, 10 (7%) referem consumir
exclusivamente sozinhos, 98 (68.5%) referem consumir sozinhos ou em contexto social e
35 (24.5%) referem consumir apenas socialmente.
Da amostra final, todos os participantes eram consumidores de canábis com uma
frequência de consumo semanal ou inferior e que já mantinham consumos regulares há
períodos de tempo que variavam de 1 a 21 anos, com valor médio de 6.99 anos e desvio-
padrão 4.08. Quanto à idade de início de consumo regular, esta variou entre os 12 e os 33
anos, com valor médio de 18.14 anos e desvio-padrão 3.31. A divisão da amostra por nível
de craving resultou de uma triangulação de dados. Para o efeito recorreu-se à técnica de
quartis definindo-se três níveis: baixo (N = 36; Masc. = 17; Fem. = 19), médio (N = 75;
Masc. = 55; Fem.; 20) e alto (N = 32; Masc = 21; Fem. = 11).
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Instrumentos
Foi elaborado um questionário sócio-demográfico, com perguntas destinadas a uma
posterior caracterização da amostra e perguntas destinadas a excluir participantes que não
preencham os critérios pretendidos. Os instrumentos de avaliação para medir as variáveis
em estudo foram: Marijuana Craving Questionnaire short-form (MCQ-SF) e Depression
Anxiety Stress Scales (DASS-21).
Marijuana Craving Questionnaire short-form (MCQ-SF). Adaptado da versão brasileira validada
por Pedroso et al. (2014). Este questionário é composto por 12 itens, cotados numa escala
de Likert que varia de 1 (concordo fortemente), a 7 (discordo fortemente). Na sua versão
alargada esta escala avalia quatro dimensões compulsividade, emocionalidade, expectativa
e intencionalidade.
Esta versão, tal como a original, apresenta e elevados de confiabilidade (Heishman et
al., 2009). No entanto, a versão de língua portuguesa, que foi utilizada neste estudo, foi
dividida em 3 factores, emocionalidade, intencionalidade e compulsividade. No estudo
de tradução e adaptação para língua portuguesa todos os factores apresentaram uma
consistência interna boa, com α = 0.79 para a emocionalidade (3 itens), α = 0.67 para a
intencionalidade (2 itens) e α = 0.79 para a compulsividade (2 itens).
O resultado total da escala, referente ao nível do craving, é obtido pela soma destes itens
com os 5 itens restantes que constituem a escala. Esta versão apresenta boas características
psicométricas e é considerada adequada para a avaliação do craving por uso de canábis. A
sua consistência interna é satisfatória, apresentando um alfa de Cronbach de 0.89 para o
resultado total dos 12 itens da escala (Pedroso et al., 2014).
Esta versão foi utilizada na presente investigação, apresentando esta uma boa consistência
interna, com um α = 0.82 (Maroco & Garcia-Marques, 2006; Pestana & Gageiro, 2008).
Tendo em conta que o teste Marijuana Craving Questionnaire a origem linguística da
versão a utilizar, procedemos à adaptação linguística por forma a obter uma melhor
compreensão por parte dos participantes.
Depression Anxiety Stress Scales (DASS-21). Foi adaptada e validada para a população
portuguesa por Vasconcelos-Raposo, Fernandes e Teixeira (2013). Esta escala é constituída
por 21 itens, distribuídos em 3 dimensões (depressão, ansiedade e stresse), de 7 itens cada.
A resposta é dada numa escala do tipo Likert, em que o indivíduo avalia em quatro pontos
de gravidade ou frequência, a extensão em que experimentou os sintomas descritos, na
última semana. Estes variam de 0 (não se aplicou nada a mim) a 3 (aplicou-se a mim a
maior parte das vezes).
Os itens desta escala foram seleccionados para que os resultados possam ser
convertidos na pontuação da escala completa, multiplicando estes por dois (Pais-
Ribeiro, Honrado, & Leal, 2004; Vasconcelos-Raposo et al., 2013). Na versão original
da escala utilizada os valores de alfa obtidos forma: Cronbach de 0.84 para a escala
de depressão, 0.8 para a ansiedade, 0.82 para o stresse, e um alfa de Cronbach de 0.92
para o resultado total (Vasconcelos-Raposo et al., 2013). Na presente investigação, a
escala apresentou uma boa consistência interna (Maroco & Garcia-Marques, 2006;
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Pestana & Gageiro, 2008), com α = 0.81 para a depressão, α = 0.84 para a ansiedade,
α = 0.80 para o stresse e α = 0.80 para o total dos itens da escala.
Os questionários utilizados foram seleccionados graças às suas características psicométricas
assim como pela sua dimensão reduzida e facilidade de compreensão diminuindo, assim,
o esforço necessário para responder ao questionário (Rolstad & Rydén, 2011), por forma
a evitar respostas ao acaso ou desistências por parte dos participantes.
Procedimentos e critérios de selecção
Numa primeira fase, foram requisitadas, por correio electrónico, as devidas autorizações
para utilização das escalas necessárias. O questionário foi redigido em formato online,
através de plataforma específica para o efeito e, posteriormente, publicado em redes sociais.
Foi constituído por uma página de informações relativas ao consentimento informado,
livre e onde se esclarecia que poderiam desistir de dar respostas a qualquer momento.
Tinham de responder a um questionário com variáveis que permitiam a caracterização
sócio-demográfica, mas em nenhuma era possível identificar o sujeito. Tendo em conta
as características do estudo, o questionário foi publicado de forma a permitir apenas uma
resposta por pessoa.
Os critérios de exclusão, para participar da amostra experimental, foram os seguintes: já
ter tido um diagnóstico de algum tipo de patologia associada a ansiedade ou depressão;
encontrar-se a realizar ou ter já realizado tratamento com o objectivo de cessar ou diminuir
o consumo de canábis; consumir canábis por um período inferior a um ano; consumir
canábis com uma frequência inferior a semanal; consumir outro tipo de substância ilícita
com frequência semanal ou superior; possuir idade inferior a 18 anos.
Procedimentos estatísticos
Foi realizada uma análise descritiva dos dados, de forma a caracterizar a amostra. A análise
de outliers foi realizada através do método das distâncias de Mahalanovis, verificando-se a
existência de um outlier, tendo-se considerado pertinente a sua remoção. A variável craving,
correspondente ao somatório dos itens do teste MCQ-SF, foi dividida em 3 categorias
(baixo, médio e elevado), tendo em conta a análise de quartis. Em seguida, procedeu-se
à análise da distribuição da amostra, considerando as variáveis em estudo. Foi possível
verificar que as variáveis (emocionalidade, intencionalidade, compulsividade, depressão,
ansiedade e stresse) apresentaram distribuição normal, dado que os valores de assimetria e
curtose se encontram entre -2 e 2 (Field, 2009; Gravetter & Wallnau, 2014).
Numa primeira instância optou-se pela análise dos dados utilizando a MANOVA, tendo
como variáveis independentes o sexo e os níveis de craving e como variáveis dependentes
a emocionalidade, a intencionalidade e a compulsividade. Num segundo momento, foi
realizada outra MANOVA com as mesmas variáveis independentes, mas tendo como
variáveis dependentes a depressão, a ansiedade e o stresse. O teste M de Box indicou que
existe violação da hipótese de homogeneidade das matrizes de variância-covariância.
No entanto, tendo em conta a sensibilidade deste teste e o facto das variáveis dependentes
apresentarem o mesmo N, considera-se que a robustez dos resultados da MANOVA se
encontra garantida (Tabachnick & Fidell, 2007). O teste de Levene indicou que existe
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violação do pressuposto de homogeneidade de variância nas variáveis emocionalidade
(na 1ª análise), ansiedade e stresse (na 2ª análise). No entanto, dado o N da amostra (N =
143) foi considerado elevado e o facto das variáveis dependentes apresentarem o mesmo
N, a violação deste pressuposto não foi considerada de relevância nem põe em causa a
robustez dos resultados da MANOVA (cf. Tabachnick & Fidell, 2007). Foram realizadas
análises post-hoc, recorrendo-se ao teste de Scheffe, para comparar as diferenças das
variáveis dependentes entre grupos (nível baixo, moderado e elevado de craving).
Após as análises da MANOVA, foi realizada uma MANCOVA, tendo como variáveis
independentes o nível do craving e o sexo, como variáveis dependentes a depressão, a
ansiedade e o stresse e como covariável o número de anos de consumo dos participantes.
Em seguida, foram realizadas duas regressões lineares múltiplas, após verificação do
pressuposto de normalidade dos resíduos através da análise do histograma e do P-P plotde
distribuição de resíduos (Dancey & Reidy, 2006).
Este teste apresenta-se como mais robusto e com melhores capacidades explicativas no
que diz respeito à relação entre variáveis, em detrimento dos testes de correlação, como
o teste de correlação de Pearson ou o teste de correlação de Spearman (Sheskin, 2000).
Na regressão múltipla foi utilizado o método stepwise. Este método é uma modificação do
método forward, no qual todos os regressores inseridos no modelo são reavaliados através
de um teste F parcial. Desta forma, regressores redundantes são retirados do modelo
(Montgomery, Peck, & Vining, 2012).
A primeira regressão, teve como variável dependente o nível do craving e como variáveis
independentes a emocionalidade, a intencionalidade e a compulsividade. Esta regressão
foi realizada com o objectivo de correlacionar os factores da escala utilizada (MCQ-SF)
com o nível do craving e calcular a percentagem da variância do nível do craving, explicada
por estas variáveis. A segunda regressão teve como variável independente o nível do
craving e como variáveis dependentes a depressão, a ansiedade e o stresse. Esta regressão
foi realizada com o objectivo de correlacionar as variáveis e calcular a percentagem de
variância do nível do craving explicada pela depressão, ansiedade, e stresse.
Resultados
Os resultados da MANOVA por nível de craving e sexo mostraram diferenças estatisticamente
significativas nas comparações por nível de craving (F
(6,270)
= 55.500, p < .001; λ de Wilks =
0.200), com um efeito elevado (η
p
2
= 0.552). As comparações por sexo evidenciaram não
existir diferenças F
(3,135)
= 0.710, p = .548; λ de Wilks = 0.984). Os resultados da interação
sexo x craving demonstraram não existir diferenças estatisticamente significativas (F
(6,270)
= 2.233, p = .439; λ de Wilks = 0.958).
Na análise univariada os resultados evidenciaram que ao nível de craving existem efeitos
estatísticos muito fortes nas dimensões emocionalidade (F
(2, 137)
= 101.451, p < .001, η
p
2
= 0.619); intencionalidade (F
(2, 137)
= 28.302, p < .001; η
p
2
= 0.292); e compulsividade
(F
(2, 137)
= 28.487, p < .001; η
p
2
= 0.294), e nos três casos constatou-se com um poder
observado muito elevado (1.00) (tabela 1). O nível de craving em associação com o sexo, não
apresentou efeitos estatisticamente significativos em nenhuma das variáveis dependentes,
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se bem que na dimensão emocionalidade fosse sugerido um η
p
2
= .021 que representa
um efeito pequeno, mas rejeitámos a possibilidade de efeito significativo com base nos
seguintes critérios p = .233 e PO = 0.310. Com a aceitação da hipótese nula, evitámos
cometer o tipo de erro II.
Tendo-se verificado diferenças entre os três níveis de craving, realizámos uma análise
post-hoc, recorrendo ao teste de Scheffe. Os resultados da comparação entre participantes
com um nível baixo e moderado de craving evidenciaram diferenças estatisticamente
significativas ao nível da emocionalidade (p < .001; IC 95% -8.64 e -5.88), entre o nível
baixo e elevado (p < .001; IC 95% -10.84 e -7.53) e entre o nível moderado e elevado (p =
.005; IC 95% -3.37 e -0.49 ). As comparações na dimensão intencionalidade evidenciaram
diferenças entre nível baixo e moderado de craving (p = .047; IC 95% -2.67 e -0.01), entre
baixo e elevado, (p < .001; IC 95% -6.49 e -3.30 e entre moderado e elevado de craving (p
< .001; IC 95% -4.93 e -2.16).
Relativamente à compulsividade, verificámos diferenças estatisticamente significativas
entre os participantes com nível baixo e elevado de craving (p < .001; IC 95% -6.33 e
-3.13), e entre moderado e elevado de craving (p < .001; IC 95% -5.52 e -2.73). As diferenças
encontradas entre o nível baixo e moderado não são interpretáveis face aos resultados
apresentados ao nível do intervalo de confiança (IC 95% entre -1.94 e 0.73): sempre que
os sinais dos valores extremos sejam opostos, os resultados não têm significado estatístico.
Os dados do nível de craving e do sexo foram analisados, por meio de uma MANOVA, com
os valores de depressão, ansiedade e stresse como variáveis dependentes. Os resultados
da MANOVA, por níveis de craving, mostraram que existem diferenças estatisticamente
significativas (F
(6,270)
= 12.621, p < .001; λ de Wilks = 0.610), com um efeito forte (η
p
2
=
0.219). As comparações por sexo não evidenciaram diferenças (F
(3,135)
= 0.774, p = .511; λ
= 0.983), assim como as comparações com base na interacção entre craving e sexo (F
(6,270)
= 1.480, p = .032; λ = 1.480).
A análise univariada por nível de craving evidenciou diferenças na depressão (F
(2, 137)
=
6.160, p = .003; η
p
2
= 0.083 (moderado); PO 0.885); ansiedade (F
(2, 137)
= 19.850, p < .001;
η
p
2
= 0.225 (forte); PO 1.00); e stresse (F
(2, 137)
= 17.465, p < .001; η
p
2
= 0.203 (forte); 1.00)
(tabela 2). A interacção entre craving e sexo não produziu quaisquer diferenças.
Tabela 1
Teste de efeitos entre sujeitos I
Source Dependent Variables F p η
p
2
Nível de Craving Emocionalidade 101.451 < .001 .619
Intencionalidade 28.302 < .001 .292
Compulsividade 28.487 < .001 .294
Depressão 6.160 .003 .083
Ansiedade 19.850 < .001 .225
Stresse 17.465 < .001 .203
Vasconcelos-Raposo, Couto, Formiga & Teixeira
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A análise post-hoc, recorrendo-se ao teste de Scheffe, para o craving, evidenciou diferenças
estatisticamente significativas para a depressão entre participantes com um nível moderado
e elevado de craving (p = .043; IC 95% - 7 22 e - 0.09). Para a dimensão ansiedade existiram
diferenças entre os de nível baixo e moderado (p < .001; IC 95% - 12.30 e - 5.41), e entre
baixo e elevado (p = .004; IC 95% -9.73 e -1.48). Relativamente ao stresse, verificou-se
diferenças entre o nível baixo e o moderado (p < .001; IC 95% - 10.08 e - 2.63); entre o
nível baixo e elevado (p < .001; IC 95% -15.21 e -6.29); e entre moderado e elevado (p =
.022; IC 95% - 8.27 e - 0.52).
Em seguida, os dados do nível de craving e do sexo foram analisados por meio de uma
MANCOVA, tendo como variáveis dependentes o stresse, a depressão e a ansiedade e como
covariável o número de anos de consumo. Os resultados mostraram que existe uma diferença
estatisticamente significativa, nas comparações por craving (F
(6,268)
= 10.213, p < .001; η
p
2
= 0.186; λ de Wilks = 0.662; PO 1.00). As comparações por o sexo não demonstraram
diferenças (F
(3,134)
= 0.688, p = .561; λ de Wilks = 0.985), assim como não houve qualquer
efeito aquando da interação entre craving e sexo (F
(6,268)
= 1.414, p = .209; λ de Wilks = 0.940).
A covariável anos de consumo produziu diferenças com efeitos estatísticos moderados
(F
(3,134)
= 4.318, p = .006; η
p
2
= 0.088; λ de Wilks = 0.912; PO = 0.859).
Relativamente ao teste de efeitos entre sujeitos, a análise mostrou que o nível de
craving tem efeitos estatisticamente significativos nas variáveis estudadas. O sexo não
apresentou efeitos significativos em nenhuma das variáveis dependentes. A análise
univariada evidenciou um efeito pequeno na depressão (F
(2, 136)
= 4.984, p = .008; η
p
2
= 0.068); moderado na ansiedade (F
(2, 136)
= 15.415, p < .001; η
p
2
= 0.185) e forte no
stresse (F
(2, 136)
= 13.105, p < .001; η
p
2
= 0.162). O nível de craving em associação com
o sexo não apresentou efeitos estatisticamente significativos. O número de anos de
consumo tem um efeito estatístico moderado na ansiedade (F
(1, 136)
= 8.169, p = .005;
η
p
2
= 0.057) (tabela 2).
Para correlacionar o nível de craving com os valores da emocionalidade, da intencionalidade
e da compulsividade, recorreu-se a uma regressão linear múltipla, tendo-se verificado o
pressuposto de normalidade dos resíduos da variável dependente (nível de craving) (Dancey &
Reidy, 2006). A regressão múltipla permitiu a criação de um modelo, tendo como preditores a
emocionalidade, a intencionalidade e a compulsividade. As variáveis explicativas apresentam
Tabela 2
Teste de efeitos entre sujeitos III
Source Dependent Variables F p η
p
2
Nível de Craving
Depressão 4.984 .008 .068
Ansiedade 15.415 < .001 .185
Stresse 13.105 < .001 .162
Anos de Consumo Ansiedade 8.169 .005 .057
Consumo de Canábis: craving e a relação com ansiedade, stresse e depressão
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uma associação forte com o nível de craving (R = 0.869). Considerando o coeficiente de
determinação ajustado, é possível verificar que a emocionalidade, a compulsividade e a
intencionalidade, juntos, permitem explicar 75.1% da variância dos níveis de craving.
Na ANOVA, foram obtidos os seguintes resultados: F
(3,139)
= 143.468, p < .001. Estes
valores indicam-nos que a probabilidade dos resultados obtidos terem ocorrido por erro
amostral é inferior a .001. Foram encontrados valores estatisticamente significativos nos
coeficientes não padronizados de regressão; emocionalidade (B = 0.104), intencionalidade
(B = 0.050), e a compulsividade (B = 0.065). Tendo em conta o valor de significância
do teste (p < .001), é possível afirmar que o coeficiente de regressão é estatisticamente
significativo para as três dimensões em estudo.
No que se refere aos valores dos coeficientes padronizados regressão foram obtidos os
seguintes, que permitem explicar a maior percentagem de variância do craving: emocionalidade
(β = 0.669), compulsividade (β = 0.299) e intencionalidade (β = 0.227). As três variáveis
estão positiva e significativamente relacionados com os níveis de craving (tabela 3).
Para correlacionar o nível de craving com os valores da depressão, da ansiedade e do
stresse, recorreu-se a uma regressão linear múltipla. A regressão múltipla permitiu
a criação de um modelo, tendo como preditores a depressão e o stresse. As variáveis
explicativas apresentaram uma associação moderada com o nível de craving (R = 0.501).
Considerando o coeficiente de determinação ajustado, é possível verificar que a depressão
e o stresse, juntos, permitem explicar 24% da variância dos níveis de craving.
Na ANOVA, foram obtidos os seguintes resultados: F
(2,140)
= 23.424, p < .001. A depressão
apresentou um coeficiente de regressão não padronizado de B = 0.022 (p = .003) e o stresse
B = 0.035 (p < .001), ambos estatisticamente significativos. Os coeficientes de regressão
padronizados sugerem que o stresse é a variável que permite explicar a maior percentagem
de variância do craving (β = 0.426), comparativamente à depressão (β = 0.221) (ver tabela 4).
O método utilizado na regressão linear múltipla excluiu a variável ansiedade, por
problemas de colinearidade, uma vez que esta apresentou uma correlação estatisticamente
significativa com o stresse. Atendendo aos resultados, verificou-se que a ansiedade não
apresentou um coeficiente de regressão estatisticamente significativo (p = .093), embora o
coeficiente apresente um resultado de Beta In = 0.131.
Tabela 3
Coeficientes
a
da regressão linear múltipla I
Model B
b
β
c
p
1 (Constant) -.341
.005
Emocionalidade .104 .669 < .001
Compulsividade .065 .299 < .001
Intencionalidade .050 .227 < .001
a
Variável dependente: Nível de craving
b.
Coeficiente não padronizado
c.
Coeficiente padronizado
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Discussão
Com o presente estudo procurámos comparar consumidores de canábis ao nível das
variáveis craving e sexo em função da emocionalidade, intencionalidade, compulsividade,
depressão, ansiedade e stresse, identificando como estas variáveis contribuem para explicar
os níveis de craving vivenciados pelos consumidores que constituem presente amostra.
Os resultados da MANOVA (craving x sexo) evidenciaram diferenças com efeitos muito
fortes quando as comparações foram feitas ao nível da variável craving, não se tendo
verificado qualquer diferenças nas comparações por sexo, assim como na interacção com
um desenho factorial de 3x2 (craving x sexo). Estes resultados sugerem que são os domínios
do foro emocional os que mais explicam o desejo intenso para consumir.
Estes resultados parecem ser reforçados com das comparações realizadas ao nível das
restantes três variáveis (depressão, ansiedade e stresse). Na realidade, os resultados da
MANOVA (craving x sexo) ao nível da depressão, ansiedade e stresse evidenciaram existir
um efeito muito forte sendo os mais acentuados os que se referem às variáveis ansiedade
e stresse e um efeito moderado ao nível da depressão. Quando consideramos a possível
interacção das seis variáveis em estudo temos que a emocionalidade e ansiedade são as que
apresentam efeitos mais fortes seguidos pelos da intencionalidade e stresse.
A literatura da especialidade apresenta evidências para a relação entre o consumo de
canábis e factores como o craving, a depressão, a ansiedade e o stresse (Budney et al.,
2008; Levin, et al., 2010). O craving pode apresentar-se como um preditor do consumo de
canábis (Serre et al., 2014) ou como um factor que propicia a manutenção do consumo
(Budney et al., 2008). A depressão e a ansiedade são mencionadas como efeitos agudos do
consumo de canábis, como consequências do consumo continuado, ou como sintomas
de abstinência (Levin et al., 2010). O stresse é referido como um factor de risco para o
consumo (Karoly & Hutchison, 2012), estando directamente associado a aumentos na
quantidade ou frequência dos consumos (Hyman & Sinha, 2009).
As comparações que realizámos, por si só, se bem que coerentes entre si, não se
apresentaram suficientemente esclarecedoras, daí ser considerado pertinente questionar
como e em que dimensão é que cada uma das variáveis estudadas poderia contribuir para o
desejo de consumir (craving). Dos resultados apresentados, pode depreender-se que o nível
Tabela 4
Coeficientesa da regressão linear múltipla II
Model B
b
β
c
p
1 (Constant) 1.381 < .001
Stresse .035 .426 < .001
Depressão .022 .221 .003
a.
Variável dependente: Nível de craving
b.
Coeficiente não padronizado
c.
Coeficiente padronizado
Consumo de Canábis: craving e a relação com ansiedade, stresse e depressão
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de craving apresenta um efeito estatisticamente significativo nos fatores que compõem o
MCQ-SF (emocionalidade, intencionalidade e compulsividade).
Os resultados sugerem que quanto mais elevados os valores da emocionalidade, da
intencionalidade e da compulsividade, mais elevado será o nível do craving. Estes três
factores apresentam associações positivas e estatisticamente significativas com o nível
do craving e, combinados, permitem prever 75.1% da variância do nível do craving, o que
indica que a emocionalidade, a intencionalidade e a compulsividade são fortes preditores
do nível do craving. Os resultados do nosso estudo corroboram os de estudos anteriores
(Heishman & Singleton, 2006; Pedroso et al., 2014).
Os resultados indicam que quanto mais elevado o nível do craving, maiores os valores
do stresse. A associação encontrada entre stresse e o nível do craving, no modelo de
regressão, sugerem que o aumento do stresse é acompanhado por um aumento do nível
do craving, o que é consistente com o verificado em estudos anteriores (Sinha, 2001;
McRae-Clark et al., 2011).
Estes valores relativos ao stresse podem dever-se a um possível consumo de canábis
como estratégia de coping, como sugerido por Buckner et al. (2006). Tendo em conta
que os participantes mantinham consumos regulares de canábis, deve também ter-se
em atenção o facto de que o próprio consumo, segundo Stapinski et al. (2016), está
associado a uma maior susceptibilidade ao stresse, o que poderá, parcialmente, explicar
os resultados obtidos.
O nível do craving apresenta um efeito significativo na depressão. Os resultados indicam que
quanto maior o nível do craving, maiores os valores da depressão. Foi também verificada
uma associação positiva entre a depressão e o nível do craving, no modelo de regressão.
Este resultado sugere que o aumento de sintomas depressivos poderá estar associado
a um aumento do nível do craving, o que corrobora o verificado em estudos anteriores
(Elman, Karlsgodt, Gastfriend, Chabris, & Breiter, 2002; Nakama, et al., 2008; Rao, 2006).
Foi possível verificar que o nível do craving tem um efeito estatisticamente significativo
na ansiedade. Os resultados indicam que os participantes com um nível moderado de
craving são os que apresentam maior ansiedade, o que contradiz o apresentado em estudos
anteriores, que referem que quanto maior o nível de ansiedade, maior o nível do craving
(Watson, VanderVeen, Cohen, DeMarree, & Morrell, 2012) e que o pico deste desejo se
faz sentir em situações que desencadeiam a ansiedade social.
Aquando da recolha de dados, nas conversas tidas com os consumidores foi muito
frequente constatar que estes relatavam fumar canábis para reduzir a tensão. Esta
constatação reforça a interpretação a favor do argumento de que um dos factores
motivadores e desencadeadores do uso da canábis é lidar com e reduzir o efeito negativo
das situações com que se confrontam (Foster, Ecker, Zvolensky, & Buckner, 2015).
Uma outra variável tida em consideração foi os anos de consumo. Esta variável
apresentou um efeito estatisticamente significativo nos valores da ansiedade, o que
sugere que o número de anos de consumo poderá influenciar os valores da ansiedade
dos participantes. Estes resultados sugerem que o consumo e, consequentemente, o
Consumo de Canábis: craving e a relação com ansiedade, stresse e depressão
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craving resultam de uma aprendizagem em que os consumidores associaram a redução
do stresse e ansiedade ao consumo.
Os resultados deste estudo podem contribuir para uma melhor compreensão das variáveis
psicológicas associadas ao consumo de canábis e da relação entre elas, contribuindo, assim,
para o desenvolvimento de estudos mais aprofundados e específicos, por forma a serem
desenvolvidas abordagens e intervenções específicas para esta problemática. Importa não
perder de vista que estudos anteriores sugerem que quase um terço dos indivíduos que
satisfazem os critérios de diagnóstico para os transtornos de abuso de substâncias também
satisfaz os critérios para os transtornos de ansiedade social (Foster et al., 2015).
Há algumas limitações nesta investigação a serem consideradas. A utilização de um teste
não-aferido para a população portuguesa, por falta de um teste mais adequado, poderá
levantar reservas aos resultados obtidos. Outros aspectos que em estudos futuros
deverão ser considerados são: a concentração de THC na canábis consumida; motivos
de início de consumo e outros factores psicológicos ou sociais, como a percepção de
aprovação parental, e em que medida estes desempenham um papel de mediadores e/ ou
preditores dos níveis de craving. A amostra foi recolhida por via electrónica, podendo não
ser representativa da população, pelo que as conclusões retiradas dos resultados obtidos
focm em particular a amostra estudada, se bem que os vaores dos efeitos nos permitam
generalizar à restante população.
Conclusão
No presente estudo foi possível verificar que o sexo dos participantes não influencia os
resultados da emocionalidade, da intencionalidade e da compulsividade. Da mesma forma,
não influencia os resultados da depressão, ansiedade, e stresse. A associação entre nível do
craving e o sexo também não apresentou um efeito significativo nos resultados das variáveis
estudadas podendo, assim, considerar-se que o sexo não é uma variável moderadora
ou diferenciadora neste contexto. Relativamente aos anos de consumo, foi encontrado
um efeito significativo na ansiedade, o que sugere que o número de anos de consumo
poderá influenciar os valores da ansiedade. As associações encontradas evidenciaram
que a intensidade do craving foi acompanhada de aumentos na emocionalidade, na
compulsividade e na intencionalidade.
Quanto à depressão, ansiedade e stresse, apenas as duas últimas se apresentaram como
preditores dos níveis do craving. Ao nível das normas para o tratamento estatístico, a
variável ansiedade foi retirada do modelo por problemas de colinearidade. No entanto, os
dados sugerem, de forma clara, que há uma associação positiva entre a ansiedade e o nível
do craving. Face ao conjunto dos resultados obtidos poderemos concluir que o consumo
de canábis é um mecanismo a que os consumidores recorrem para lidar com níveis de
depressão, ansiedade e stresse.
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Recebido: 24 de março de 2017
Aceitado: 24 de abril de 2018
