SAZONALIDADE DAS INTERNAÇÕES POR MANIA EM UM

Fernando Madalena Volpe
SAZONALIDADE DAS INTERNAÇÕES POR
MANIA EM UM HOSPITAL PSIQUIÁTRICO
DE BELO HORIZONTE
Tese apresentada à Universidade
Federal de São Paulo – Escola Paulista
de Medicina, para obtenção do título de
Doutor em Ciências
São Paulo
2006
Fernando Madalena Volpe
SAZONALIDADE DAS INTERNAÇÕES POR
MANIA EM UM HOSPITAL PSIQUIÁTRICO
DE BELO HORIZONTE
Tese apresentada à Universidade
Federal de São Paulo – Escola Paulista
de Medicina, para obtenção do título de
Doutor em Ciências
Orientador: Prof. Dr. José Alberto Del Porto
São Paulo
2006
Volpe, Fernando Madalena
Sazonalidade das internações por mania em um hospital psiquiátrico de
Belo Horizonte. / Fernando Madalena Volpe. – São Paulo, 2006.
ix, 48f.
Tese (Doutorado): Universidade Federal de São Paulo – Escola Paulista de
Medicina. Programa de Pós-Graduação do Departamento de Psiquiatria e
Psicologia Médica.
Título em inglês: Seasonality of admissions for mania in a psychiatric hospital of
Belo Horizonte, Brazil.
1. Sazonalidade. 2. Mania. 3. Transtorno bipolar. 4. Brasil.
UNIVERSIDADE FEDERAL DE SÃO PAULO
ESCOLA PAULISTA DE MEDICINA
Departamento de Psiquiatria e Psicologia Médica
Chefe do Departamento:
Prof. Dr. José Cássio do Nascimento Pitta
Coordenador do Curso de Pós-Graduação:
Prof. Dr. Jair de Jesus Mari
iii
Fernando Madalena Volpe
SAZONALIDADE DAS INTERNAÇÕES POR MANIA EM UM
HOSPITAL PSIQUIÁTRICO DE BELO HORIZONTE
Presidente da Banca: Prof. Dr. José Alberto Del Porto
Banca Examinadora
Prof. Dr. Valentim Gentil Filho
Prof. Dr. Almir Ribeiro Tavares Jr.
Prof. Dr. Beny Lafer
Prof. Dr. Ricardo Alberto Moreno
Aprovada em 26/04/2006
iv
Dedicatória
A minha esposa, Alcione, amada companheira em todas as estações.
A meus pais, que sempre acreditaram em meu potencial e me educaram para ser
um realizador.
A minhas filhas, Ana Clara e Carolina, que sempre aquecem meu coração.
v
Agradecimentos
Ao Professor Del Porto, pelo exemplo inspirador que sempre representou e pelo
estímulo acadêmico como orientador deste trabalho.
Ao Prof. Almir Tavares, pela amizade e cooperação sempre presentes em minha
trajetória profissional.
Ao Prof. Austregésilo de Mendonça Jr., meu padrinho e Diretor da Casa de Saúde
Santa Maria, sem cujo inestimável incentivo este trabalho não teria sido possível.
Ao Prof. Fernando Enrique Madalena, meu pai, pela paciência com que me ouviu
e aconselhou sobre os aspectos estatísticos desde estudo.
Aos colegas de curso, por compartilharem fraternalmente desta caminhada e
contribuírem com seus comentários para o amadurecimento deste trabalho.
A Sra. Zuleika Mariano, secretária da Pós-Graduação, cujo auxílio e boa vontade
foram constantes.
A minha esposa, Alcione, que ao longo desta jornada, sempre estimulando-me
com sua admiração e fazendo-me sentir amado, esteve ao meu lado.
A Deus, por tudo!
vi
SUMÁRIO
AGRADECIMENTOS.......................................................................................vi
RESUMO.........................................................................................................vii
ABSTRACT.....................................................................................................viii
1. INTRODUÇÃO.............................................................................................1
1.1. Revisão dos estudos de sazonalidade da mania......................................4
1.2. Correlação com as variáveis climáticas...................................................11
1.3. Sazonalidade e episódios afetivos no Brasil............................................12
2. OBJETIVOS................................................................................................13
3. MÉTODOS..................................................................................................14
4. RESULTADOS e DISCUSSÃO (ARTIGO)..................................................19
5. CONCLUSÕES...........................................................................................39
6. REFERÊNCIAS..........................................................................................40
Anexos
vii
Resumo
Introdução: A sazonalidade da mania foi demonstrada em estudos de várias
regiões do mundo. O achado mais freqüente foi um pico na primavera e/ou no
verão, correlacionado com variáveis climáticas, especialmente a luminosidade. A
demonstração da influência de variáveis climáticas sobre a manifestação do
transtorno bipolar ainda não foi feita na América do Sul e tem implicações no
estudo da biologia da doença, na otimização de seu tratamento e no planejamento
de ações de saúde coletiva. Métodos: Foram revisados os prontuários de 269
pacientes admitidos entre 1996 e 2000 em um hospital psiquiátrico de Belo
Horizonte, MG. A sazonalidade foi estudada através de Cosinor Analysis. Foram
analisadas as correlações das taxas de internação por mania e as variáveis
climáticas locais, incluindo seu efeito retardado e o differencing. Resultados: Um
padrão circanual foi evidenciado, com pico no fim do inverno e primavera e vale no
verão/outono. As taxas de internação por mania se correlacionaram positivamente
com: a) horas ensolaradas no mês índice e anterior; b) velocidade de elevação da
temperatura média, e negativamente com: a) puviosidade do mês índice e
anterior; b) umidade relativa do mês índice e c) duração dos dias e temperatura
média do mês anterior. Em conjunto, as variáveis climáticas explicaram 23,7% da
variância das taxas das internações por mania. Conclusões: O fato de que
variáveis climáticas estão associadas ao curso do transtorno bipolar mesmo em
regiões subtropicais é indicativo de que este efeito pode ser mais sutil e também
mais difundido do que previamente se considerava. A exploração subseqüente
dos mecanismos biológicos desta associação é necessária.
viii
Abstract
Introduction: Seasonality of mania has been previously reported in several world
regions. A spring and/or summer peak has been the most frequent finding,
correlating to climatic variables, especially luminosity. There are, however, no
South American studies on this association.
Methods: The charts of 269 manic patients admitted from 1996-2000 in a
psychiatric hospital at Belo Horizonte, Brazil, were reviewed. Seasonality was
assessed with Cosinor Analysis. Correlations of the rate of admissions for mania to
climatic variables were performed, including lagged and differenced data.
Results: A circannual pattern was evident, with a late winter-spring peak and a
late summer-autumn trough. The rate of admissions for mania correlated positively
to: a) average index and previous month hours of sunshine; and b) differenced
mean temperature, and negatively to: a) index and previous month rainfall; b) index
month relative humidity; and c) previous month duration of days and mean
temperature. Altogether, climatic variables explained 23.7% of the variance in the
rate of admissions for mania.
Conclusions: The fact that climatic variables are associated to the course of
bipolar disorder even in subtropical regions indicate that this effect may be more
subtle and extent than previously thought. Further exploration of the biological
mechanisms of this association is necessary.
ix
1. INTRODUÇÃO
O transtorno bipolar do humor é uma doença recorrente e grave, que cursa
via de regra de forma episódica ao longo da vida dos seus portadores. Influências
sazonais e climáticas na incidência de transtornos afetivos têm sido descritas
desde a antiguidade. Hipócrates (400 a.C. - citado por Eastwood e Stiasny, 1978)
já observara que condições climáticas sazonais eram de alguma importância:
manias, melancolias e distúrbios epilépticos seriam ligados à primavera. Arateu da
Capadócia (séc. II d.C. - citado por Eastwood e Peter, 1988) afirmava com
respeito à enfermidade mental, que “para certas pessoas que pareciam livres da
queixa, tanto a estação da primavera, ou algum erro da dieta, ou algum calor
passional incidental, trouxe uma recaída”. Mais especificamente, com respeito à
mania, escreveu: “Verão e outono são os períodos do ano mais favoráveis para a
produção desta doença, mas ela pode ocorrer na primavera”.
Celsus (séc I d.C. - citado por Eastwood e Peter, 1988) também observara
que a melancolia, a loucura e a epilepsia seriam mais freqüentes na primavera.
Pinel (1801) afirmou que os paroxismos maníacos geralmente se iniciavam
no mês de julho. Seu seguidor, Esquirol (1838 - ambos citados por Takei et al.,
1992) demonstrou, no hospital de La Salpêtrière, em Paris, que as taxas de
suicídio eram maiores na primavera e no verão e os casos de insanidade mais
freqüentes em julho.
Kraepelin (1921) observou que 5% de seus pacientes portadores de
insanidade maníaco-depressiva apresentavam um padrão anual de ciclicidade.
Slater publicou em 1938 uma reanálise dos dados referentes a pacientes
1
examinados por Kraepelin em Munique. Observou que a periodicidade das crises
maníaco-depressivas era caracterizada por um pico ocorrendo no início do verão
(maio-julho), havendo um pico secundário em setembro, no outono (Oepen et al.,
2004). Estudos de coortes mais recentes demonstraram que até 10-15% dos
pacientes bipolares podem apresentar um padrão episódico sazonal (Hunt et al.,
1992; Faedda et al., 1993).
Mais além das originalmente propostas definições categoriais de distúrbio
afetivo sazonal (Rosenthal et al., 1984), os modelos recentes encaram a
vulnerabilidade sazonal como uma dimensão à parte dos transtornos afetivos
(Lam et al., 2001), com possível transmissibilidade genética (Madden et al., 1996).
Lewi et al. (1981; 1985) já davam evidências de que os pacientes maníacodepressivos poderiam ser super-sensíveis à luminosidade e, mais recentemente,
Shin et al. (2005) demonstraram que os pacientes bipolares apresentavam
variações sazonais em seu estado, mesmo aqueles não classificados como casos
sazonais. A partir dessas evidências, é razoável supor que influências climáticas
possam afetar a incidência de episódios afetivos mesmo nos casos em que um
padrão sazonal individual não seja evidente.
Os episódios maníacos geralmente possuem uma apresentação dramática,
bem definida e com duração limitada e geralmente levam à internação (Goodwin e
Jamison, 1990; Symonds e Williams, 1976). Por isso as estatísticas referentes às
internações por mania vêm sendo utilizadas como uma razoável aproximação
daquelas referentes à ocorrência de episódios maníacos, levando-se em conta
obviamente um certo grau de imprecisão (Fossey e Shapiro, 1992). Winokur
(1976) observou que o lapso de tempo desde o início de uma crise maníaca até a
2
internação era inferior a um mês em 66% dos casos, comparados aos 27% da
depressão bipolar e aos 12% da depressão unipolar. Francis e Gasparo (1994)
demonstraram que o tempo médio desde o início da crise maníaca até a
internação gira em torno de 24,0 ± 7,4 dias. Se por um lado, os dados obtidos a
partir dos registros hospitalares deixam de considerar os casos que não chegam à
internação, por outro, permitem a realização de pesquisas retrospectivas cobrindo
longos períodos, fator conveniente para a análise epidemiológica de influências
sazonais.
Vários autores, inspirados nessa lógica, demonstraram a sazonalidade das
internações por mania no Hemisfério Norte – Reino Unido (Symonds e Williams,
1976; Walter, 1977; Myers e Davies, 1978; Carney et al., 1988; Peck, 1990; Takei
et al., 1992; Suhail e Cochrane, 1998), Grécia (Frangos et al., 1990), Noruega
(Morken et al., 2002), Estados Unidos da América (Cassidy e Carroll, 2002), Índia
(Avatshi et al., 2001), Coréia do Sul (Lee et al., 2002); e também no Hemisfério Sul
- Austrália (Parker e Walter, 1982; Jones et al., 1995), Nova Zelândia (Mulder et
al., 1990; Sayer et al., 1991), África do Sul (Szabo e Blanche, 1995) e Brasil (KerrCorrea et al., 1998). O achado mais freqüente tem sido um excesso de
internações por mania nos meses de primavera e/ou verão, embora também
existam alguns resultados negativos (Eastwood e Stiasny, 1978; Mawson e Smith,
1981; Jain et al., 1992).
3
1.1 Revisão dos estudos de sazonalidade da mania
A existência de uma distribuição sazonal especificamente na ocorrência de
internações por mania foi inicialmente demonstrada por Symonds e Williams
(1976). Estudando os registros de hospitais psiquiátricos ingleses durante quatro
anos, observaram um pico em agosto e setembro (final do verão), no entanto
apenas em mulheres. Walter (1977), reanalisando os dados destes autores,
demonstrou que esse pico também se estendia para os pacientes do sexo
masculino, observando uma amplitude de aproximadamente 3% para ambos os
sexos. Já neste primeiro relato ficou evidente que a escolha e aplicação do correto
método estatístico seria fundamental para a adequada interpretação dos
resultados de sazonalidade.
Myers e Davies (1978) conduziram um estudo abarcando um período maior,
também na Grã Bretanha, incluindo as internações por mania nos anos de 1964 a
1974. Assim, confirmaram a existência de um padrão sazonal, com pico no verão
e nadir no inverno, válido para ambos os sexos. Ainda, demonstraram a
correlação entre o número de internações e as temperaturas médias do mês
índice, assim como o número de horas ensolaradas e a duração do dia do mês
prévio à internação.
Eastwood e Stiasny (1978) conduziram seu estudo das internações em toda
a província de Ontário, no Canadá, de 1969 a 1974. Embora encontrassem um
padrão sazonal para as internações por depressão (bimodal, com picos em
primavera e outono), os resultados para mania não revelaram diferenças
significativas entre as quatro estações.
4
Frangos et al. (1980) revisaram as internações em um período de 51 anos,
em Atenas, na Grécia. Nos casos de doença afetiva episódica, observaram um
nadir no inverno. O pico das internações por mania ocorreu no mês de maio
(primavera).
Mawson e Smith (1981) tentaram correlacionar a freqüência de internações
por psicose maníaco-depressiva nos hospitais de Londres no ano de 1975, com as
variações da umidade do ar e da pressão atmosférica. Embora não encontrassem
diferenças estatisticamente significativas no número mensal de internações,
observaram que a umidade relativa média mensal do ar se correlacionava
negativamente com as internações por mania e positivamente com aquelas por
depressão.
Parker e Walter (1982) conduziram o primeiro estudo deste tipo no
hemisfério sul (Nova Gales do Sul, Austrália). Analisando os registros de 115.744
internações psiquiátricas de 1971 a 1976, encontraram um pico nas internações
por mania ocorrendo na primavera (setembro/outubro, amplitude de 7,4%), à
semelhança dos resultados prévios do hemisfério norte. Analisando indiretamente
a associação com a radiação solar e horas ensolaradas da região, perceberam
que entre julho e agosto existia um rápido aumento da luminosidade, precedendo
o pico nas internações. Hipotetizaram um possível mecanismo melatonérgico
mediando este fenômeno.
Carney et al. (1988) enfocaram seu trabalho em um único hospital britânico,
abarcando um período de 1980 a 1984. Observaram um pico nas internações por
mania ocorrendo na primavera-verão. O número mensal de internações
correlacionou-se com o número de horas ensolaradas e com a duração média do
5
dia no mês índice, mas não se correlacionou com outras variáveis climáticas,
incluindo a temperatura. Estes autores hipotetizaram que, dentre os fatores
climáticos envolvidos, é a luminosidade que influencia o desencadeamento das
crises maníacas, e não a temperatura, supostamente mediada pela supressão da
secreção de melatonina. Peck (1990) reanalisou os dados de Carney et al.,
investigando um efeito retardado do clima no desencadeamento das crises
maníacas. Observou que o número de horas ensolaradas de um mês se
correlaciona com o número de internações por mania no mês subseqüente.
Mulder et al. (1990) conduziram o segundo estudo de sazonalidade da
mania no hemisfério sul, estudando todas as internações na Nova Zelândia no
período de 1980-84. Observaram, assim, um pico nos meses de outubro a
dezembro, correspondendo também à primavera-verão. Sayer et al. (1991)
estenderam o estudo acima, revisando os registros de 1979 a 1987 na Nova
Zelândia. Confirmaram, assim, os achados de Mulder et al. ao encontrarem um
pico nas internações por mania nos meses de novembro a janeiro (primaveraverão). Ainda, correlacionaram o número de internações por mania em um dado
mês com a temperatura média, a duração do dia e as horas ensolaradas no mês
índice, e com a temperatura média e a duração do dia do mês anterior. No
entanto, estas variáveis climáticas explicaram no máximo 17% da variância no
número de internações.
Jain et al. (1992) estudaram as internações por mania em um hospital de
Bangalore, na Índia, entre 1980 e 1988. Os autores não evidenciaram nenhum
padrão sazonal e tampouco observaram correlação entre o número de internações
6
por mania e a temperatura média, a pluviosidade e as horas ensolaradas do mês
índice.
Hunt et al. (1992) acompanharam 71 pacientes bipolares durante seis anos
e encontraram um “possível” padrão sazonal em 15% dos casos, definido como
pelo menos 2 episódios em anos diferentes ocorrendo no mesmo período de 2
meses, sem outros episódios. No entanto, o mês em que ocorreu o primeiro
episódio não auxiliou a prever a ocorrência dos subseqüentes (considerando,
porém, que a amostra tenha sido relativamente pequena).
Takei et al. (1992) revisaram 11 anos de internações por psicoses na
Inglaterra e País de Gales. Dentre seus achados estão: 1) a existência de um
excesso de internações para psicoses afetivas e esquizofrenia no verão; 2) a
ausência de padrão sazonal nas internações por depressão; 3) a existência de um
excesso de internações por mania no verão (julho-agosto), para ambos os sexos.
Faedda et al. (1993) acompanharam durante até 12 anos um grupo de 1507
pacientes em uma clínica de doenças afetivas localizada em Cagliari, ilha de
Sardenha, na Itália. Observaram que 146 casos apresentavam um padrão sazonal
(9,7%), dividindo-os em dois tipos: Tipo A – ocorrência de episódios depressivos
no inverno, com ou sem mania/hipomania na primavera-verão; e Tipo B –
episódios depressivos na primavera-verão, com ou sem mania/hipomania no
outono inverno. Baseado em seus resultados, estimaram a prevalência para toda
a vida de distúrbios afetivos sazonais em 1,2%.
Jones et al. (1995) conduziram um estudo retrospectivo na Tasmânia,
Austrália, englobando apenas pacientes com mania unipolar, fossem episódios
únicos ou múltiplos, durante um período de sete anos. Observaram um excesso
7
de internações por mania nos meses de primavera-verão. Estratificando por idade,
por sexo e por recorrência, observaram que esse padrão só foi estatisticamente
significativo para as mulheres, para indivíduos acima de 50 anos e para as
reinternações.
Szabo e Blanche (1995) realizaram seu estudo em um hospital de clínicas
de Joanesburgo, na África do Sul, incluindo todas as internações no ano de 1989.
Encontraram a presença de um excesso de internações por doenças afetivas no
inverno e na primavera, fato que não foi observado no grupo de internações por
outros
diagnósticos.
Mais
especificamente,
as
internações
por
mania
apresentaram um máximo na primavera e um mínimo no outono.
Partonen e Lönnqvist (1996) revisaram os registros de internação
finlandeses, no período de 1969 a 1991, encontrando apenas 295 pacientes
bipolares nessa amostra. Dividindo as internações pelas quatro estações do ano,
observaram
um
excesso
numérico
de
aproximadamente
20%,
mas
estatisticamente não significativo, das internações por mania na primavera e no
verão.
Suhail e Cochrane (1998) investigaram a existência de variação sazonal em
um hospital de Birmingham, Inglaterra, durante o ano de 1995. Observaram um
excesso de internações por transtorno bipolar no verão, mas este achado se
restringiu ao sexo feminino. Ao correlacionar o número de internações a cada mês
com o número de horas ensolaradas, a duração do dia e a temperatura média,
demonstraram que 75% da variação sazonal das internações era explicada por
esses três fatores.
8
Kerr-Corrêa et al. (1998) realizaram um extenso estudo em um hospital
estadual de Botucatu, SP, Brasil, englobando 10 anos de internações. Os autores
tiveram o cuidado de certificar o diagnóstico caso a caso ao revisar os prontuários.
Observaram que a maioria das internações por mania ocorreu na primavera-verão,
achado estatisticamente significativo apenas para as mulheres.
Whitney et al. (1999) revisaram os registros de internações em um hospital
de Ontário, Canadá, englobando 75 anos de história. Dentre seus achados,
observaram que: 1) as internações em geral foram mais freqüentes nos meses do
verão do que no inverno; 2) não evidenciaram um padrão sazonal para
internações por mania pura ou por depressão; 3) as internações por mania mista
apresentaram um pico no verão, resultado este válido apenas para o sexo
feminino.
Mersch et al. (1999) conduziram uma revisão da literatura, na busca por
evidências de que a latitude influenciasse a prevalência e o padrão de doenças
afetivas sazonais. Concluíram que o efeito da latitude exclusivamente ainda é
incerto e, se existente, pequeno. Sugeriram que as variáveis climáticas seriam
mais importantes do que a localização geográfica puramente.
Avasthi et al. (2001) estudaram as internações no norte da Índia por um
período de cinco anos. Embora não tenham utilizado nenhum teste estatístico,
descreveram um excesso de internações por mania no outono-inverno, por um
lado, e a existência de dois picos, um no inverno e outro no verão, para as
internações por depressão.
Cassidy e Carroll (2002) compararam os ritmos sazonais de internações por
mania pura e por mania mista, em um hospital universitário na cidade de Durham,
9
NC, EUA, em um período de três anos. Observaram um pico nas internações por
mania em março (primavera) e um nadir no outono. As internações por mania
mista tiveram o pico em maio e o nadir em novembro, aproximadamente dois
meses após. Demonstraram graficamente a existência de uma correlação entre o
número de internações em um dado mês e a duração média dos dias, em uma
curva que aparenta ser quadrática.
Lee et al. (2002) investigaram a sazonalidade da ocorrência do primeiro
episódio maníaco. Este estudo prospectivo foi conduzido em dois hospitais
universitários na Coréia do Sul. Foram incluídos 152 pacientes, dos quais 62,5%
haviam tido episódio depressivo prévio. Observaram um pico de internações em
março, um pico menor em outubro e um mínimo em janeiro. Ainda, demonstraram
uma correlação do número de internações em cada mês com as horas
ensolaradas e com a insolação total. A temperatura média, a duração dos dias, a
umidade relativa do ar, a pressão atmosférica e a pluviosidade não apresentaram
um efeito significativo.
Morken et al. (2002) conduziram um estudo retrospectivo na Noruega,
incluindo 35.257 internações em 5 anos (1992-1996) e 15.503 suicídios
registrados entre 1969-1996. Observaram um excesso de internações na
primavera por mania, apenas significativo nos pacientes do sexo masculino.
Em um total de 22 estudos conduzidos em 12 países de ambos os
hemisférios do globo, 16 trabalhos apresentaram algum excesso de internações
por mania nos meses de primavera e/ou verão. Em quatro dos cinco estudos nos
quais a sazonalidade da mania não foi evidenciada, os autores utilizaram a análise
categorial (qui-quadrado) por estações (Eastwood e Stasny, 1978; Partonen e
10
Lönnqvist, 1996; Whitney et al., 1999) ou por mês (Jain et al., 1992), ao invés de
agrupar a distribuição por cada mês e de tentar ajustá-la a uma curva, o que
conferiria maior precisão e poder estatístico a seus estudos e poderia ter
influenciado seus resultados.
1.2 Correlação com as variáveis climáticas:
Uma correlação entre o número de internações por mania e as variáveis
climáticas foi encontrada em todos os estudos que examinaram esta associação,
com exceção de um único estudo indiano no qual não se verificou nem mesmo um
efeito sazonal (Jain et al., 1992). Na Grã Bretanha, a mania foi consistentemente
mais freqüente nos meses mais quentes, menos úmidos e mais luminosos,
correspondendo aos meses de primavera-verão (Myers e Davies, 1978; Mawson e
Smith, 1981; Carney et al., 1988; Peck, 1990; Suhail e Cochrane, 1998). Em um
estudo norte-americano, observou-se uma correlação entre as internações por
mania e a duração média dos dias (Cassidy e Carroll, 2002) e na Coréia do Sul,
Lee et al. (2002) encontraram correlações com o número de horas ensolaradas e
com a intensidade da radiação solar, mas não com a duração dos dias, a
temperatura, a umidade, a pressão atmosférica ou a pluviosidade.
É importante frisar que as variáveis climáticas são intensamente
intercorrelacionadas, o que confunde a interpretação dos possíveis mecanismos
etiopatogênicos envolvidos com a ocorrência de episódios maníacos. Desta feita,
realizar estudos de correlação em regiões do globo com diferentes combinações
climáticas pode auxiliar na explicação da influência sazonal nas internações por
transtornos afetivos.
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Até onde sabemos, o único estudo conduzido no Hemisfério Sul que
examinou diretamente a associação entre variáveis climáticas e o número de
internações por mania foi realizado na Nova Zelândia (Sayer et al., 1991) e
também encontrou correlação com número de horas ensolaradas, temperaturas
médias e duração dos dias. Não existem estudos publicados especificamente
examinando esta associação na América do Sul.
1.3 Sazonalidade e episódios afetivos no Brasil
Calil et al. (1992) foram os primeiros a detectarem casos de distúrbio afetivo
sazonal (SAD) no Brasil, provando que este fenômeno não é exclusivo das altas
latitudes ou de locais com variações climáticas extremas.
Teng et al. (1998) publicaram pela primeira vez o relato detalhado de um
caso de doença afetiva sazonal no Brasil. Este paciente respondeu a fototerapia
vespertina. Os autores alertaram para a necessidade de se estudar a influência de
variáveis climáticas na ocorrência de episódios afetivos também em nosso País.
Kerr-Correa et al. (1998) descreveram um padrão sazonal de internações
por mania em um hospital de Botucatu, SP, restrito a pacientes do sexo feminino,
com o pico ocorrendo na primavera. Os autores tiveram o cuidado de revisar cada
prontuário para certificar o diagnóstico. No entanto, preferiram agrupar os meses
do ano em quatro estações, perdendo assim a oportunidade de analisar a curva
de distribuição de forma mais detalhada. Além disto, não procuraram correlacionar
seus achados com as variáveis climáticas, portanto esta associação ainda não foi
avaliada em nosso território.
12
Se for demonstrado um efeito sazonal das variáveis climáticas sobre a
manifestação do transtorno bipolar em nosso meio, este achado favorecerá a
abertura desse campo de pesquisa também em nosso país, incluindo o estudo dos
subtipos de pacientes com doença afetiva que apresentam sensibilidade às
variações climáticas sazonais, e a otimização de seu tratamento específico.
Além disto, à medida que os resultados deste tipo de estudo permitirem
prever com maior precisão a incidência de crises maníacas ao longo do ano,
contribuirão para o planejamento de ações de saúde coletiva voltadas para o
problema, tais como a alocação de leitos e recursos nos períodos de maior
incidência, o dimensionamento da compra de medicamentos e a preparação dos
profissionais de saúde.
2. OBJETIVOS:
O presente estudo pretende investigar a existência de uma distribuição
sazonal das internações por mania em um hospital psiquiátrico de Belo Horizonte,
além de avaliar a associação dessas internações com as variáveis climáticas
locais.
13
3. MÉTODOS
DESENHO DO ESTUDO: Este é um estudo observacional, retrospectivo,
de séries temporais.
LOCAL: O estudo foi conduzido na Casa de Saúde Santa Maria, um hospital
psiquiátrico privado localizado na zona sul de Belo Horizonte, Minas Gerais. Esta
instituição conta com 136 leitos, sendo 55 pertencentes a alas femininas e 81 a
alas masculinas. Atende prioritariamente a casos agudos ou agudizados. A
clientela é constituída por pacientes particulares e de convênios, oriundos da
capital e também do interior do estado.
Belo Horizonte é uma cidade localizada na latitude 19° 55’ S e na longitude
46° 53’ O. Duas estações bem definidas podem ser identificadas: uma seca,
durante o outono e inverno, e outra chuvosa, que se estende de outubro a março.
Apresenta valores médios anuais para temperatura de 21-22 oC, para precipitação
acumulada de aproximadamente 1500 mm e para umidade relativa do ar de 6370%. Os meses mais quentes - média das máximas de 28 oC - coincidem com a
estação chuvosa, correspondendo a 88% da precipitação total anual. Os meses
mais frios - média das mínimas de 14 oC - corresponde ao período de seca (Lúcio
et al, 1999).
AMOSTRA: Os prontuários dos pacientes admitidos consecutivamente no
mesmo hospital psiquiátrico, entre 1o. de janeiro de 1996 e 31 de dezembro de
2000, foram revisados se o diagnóstico à alta registrado no Índice Nosológico do
14
hospital compreendesse uma das seguintes categorias da CID-10 (ou sua
equivalente na CID-9): psicose não-orgânica, não especificada (F29 OU 298.9);
episódio maníaco (F30.1, F30.2, F30.8, F30.9 ou 296.0); transtorno bipolar,
episódio maníaco (F31.1, F31.2 ou 296.2); transtorno bipolar, episódio misto
(F31.6 ou 296.4); transtorno bipolar, sem outra especificação (F31.9 ou 296.9).
Após a revisão dos prontuários, foram incluídos os casos que se adequaram à
descrição clínica da CID-10 para episódio maníaco ou misto em pelo menos uma
internação no período de interesse conforme o julgamento do investigador (FMV).
De 533 pacientes cujos prontuários foram analisados, 269 atingiram tais critérios.
Os 264 restantes foram excluídos por uma das seguintes razões: a) os prontuários
não continham suficiente informação para assegurar a precisão do diagnóstico; b)
os pacientes possuíam outro diagnóstico que havia sido incorretamente codificado
como mania; c) os pacientes eram bipolares, mas não haviam sido internados por
episódio maníaco ou misto no período de interesse de cinco anos; ou d) os
pacientes possuíam outros transtornos psicóticos, classificados como F29.
Quando um paciente teve mais de uma internação para o tratamento de episódio
maníaco ou misto nesse período de cinco anos, todas elas foram incluídas,
compreendendo um total de 425 internações.
ANÁLISE ESTATÍSTICA: As internações por episódio maníaco ou misto
foram agrupadas de acordo com o mês em que foi registrado o ingresso no
hospital, assim como foram computados os totais mensais das internações por
qualquer causa no mesmo hospital. A razão entre esses dois valores (ou seja, a
taxa de internações por mania) foi escolhida como a variável resposta, ao invés
15
dos dados brutos, de forma a controlar o efeito inespecífico dos meses sobre as
internações em geral (por exemplo: número variável de dias em cada mês, fatores
sociais, feriados).
A análise da sazonalidade se deu através da Cosinor Analysis (Cugini,
1993; Silva, 2003). Esta análise tenta ajustar os valores observados da variável
resposta a uma (ou mais de uma) curva senoidal harmônica. Cada curva senoidal
é definida por três parâmetros: Mesor (Midline estimating statistic of rhythm, que
representa o nível médio de oscilação), Amplitude (a extensão da oscilação a
partir do Mesor) e Acrofase (ângulo de máximo valor para a função cosenoidal).
Este método descritivo é apropriado para situações em que o período dos ciclos
foi definido a priori. Como o interesse deste estudo era o de estabelecer um
padrão sazonal, um ciclo circanual (de 12 meses) foi presumido. Periodicidades
mais curtas também foram avaliadas, mas não se encontrou significância
estatística nas análises preliminares e, portanto, não mais foram consideradas.
Os parâmetros foram estimados utilizando regressão não-linear, através do
PROC NLIN do pacote estatístico SAS for Windows, v.8 (Schabenberger, 1998).
A função utilizada para a estimação é apresentada a seguir:
Y = Mesor + Amplitude x cos ( 2π/12 x mês – ângulo (rad) da Acrofase)
A significância estatística da equação ajustada foi avaliada pelo teste de
significância da Amplitude contra a hipótese nula de que seria zero, baseandonos nos intervalos de confiança assimptóticos de 95%. Como nas análises
preliminares não se observou uma tendência secular, não foi necessário levá-la
16
em consideração. Ainda nas análises preliminares, não foi demonstrada
estatisticamente a sazonalidade dos
números
totais de internações (o
denominador da variável resposta), portanto, a variação nas taxas de internação
por mania pôde ser considerado como relativo à variação nas internações por
mania (numerador). Levando em conta o relativamente pequeno tamanho
amostral, preferimos não realizar análises de subgrupos (por gênero, mania mista
vs. mania pura, idade ou número de internações prévias).
A análise das variáveis climáticas associadas se realizou através de
correlações simples de Pearson, utilizando como variável resposta as taxas de
internações por mania. As variáveis preditoras foram as médias mensais do Índice
Pluviométrico, da temperatura média, da umidade relativa do ar e da insolação
total e a duração média dos dias. Estes índices foram extraídos dos registros do
Instituto Nacional de Meteorologia, 5o Distrito, no período correspondente ao dos
dados hospitalares, com exceção da duração dos dias, que foi obtida através do
Observatório Nacional. Em análises adicionais, as variáveis preditoras do mês
índice da internação foram substituídas por aquelas do mês anterior, procurando
evidenciar o efeito retardado (lag) dessas variáveis climáticas na freqüência das
internações. Ainda, o possível efeito da mudança nesses parâmetros climáticos do
mês anterior para o mês índice (differencing) foi estudado em análises de
correlação subseqüentes. Para as análises de correlação, o alfa considerado foi
de 0,05. Como os dados climáticos estavam disponíveis apenas para a cidade de
Belo Horizonte, para estas correlações foram consideradas apenas as 374
internações dos 235 pacientes residentes em um raio de 100 km a partir do centro
de Belo Horizonte.
17
Finalmente, procuramos avaliar que percentagem da variância nas taxas de
hospitalização por mania seria explicável pela combinação das variáveis
climáticas. Para tal, foi utilizada a regressão múltipla pelo método de best subsets,
o qual procura maximizar o coeficiente de regressão.
Neste estudo, quando citadas as estações do ano estão definidas pelas
datas oficiais de nosso País, fornecidas pelo Observatório Nacional. O presente
estudo recebeu a aprovação do Comitê de Ética da Casa de Saúde Santa Maria e
do Comitê de Ética em Pesquisa da UNIFESP / EPM.
18
4. RESULTADOS E DISCUSSÃO
Os resultados deste estudo e sua correspondente discussão estão
apresentados no artigo submetido ao periódico Journal of Affective Disorders, e já
no prelo, apresentado abaixo.
SEASONALITY OF ADMISSIONS FOR MANIA IN A PSICHIATRIC HOSPITAL
OF BELO HORIZONTE, BRAZIL
Volpe FM, Del Porto JA. J Affect Disord 2006 (in press)
Abstract
Background: Seasonality of mania has been previously reported in several world
regions. A spring and/or summer peak has been the most frequent finding,
correlating to climatic variables, especially luminosity. There are, however, no
South American studies on this association. Methods: The charts of 269 manic
patients admitted from 1996-2000 in a psychiatric hospital at Belo Horizonte,
Brazil, were reviewed. Seasonality was assessed with Cosinor Analysis.
Correlations of the rate of admissions for mania to climatic variables were
performed, including lagged and differenced data. Results: A circannual pattern
was evident, with a late winter-spring peak and a late summer-autumn trough. The
rate of admissions for mania correlated positively to: a) average index and previous
19
month hours of sunshine; and b) differenced mean temperature, and negatively to:
a) index and previous month rainfall; b) index month relative humidity; and c)
previous month duration of days and mean temperature. Altogether, climatic
variables explained 23.7% of the variance in the rate of admissions for mania.
Limitations: This was a retrospective study conducted in a single institution.
Conclusions: The fact that climatic variables are associated to the course of
bipolar disorder even in subtropical regions indicate that this effect may be more
subtle and extent than previously thought. Further exploration of the biological
mechanisms of this association is necessary.
Keywords: seasonality; climate; mania; bipolar disorder; Brazil.
1. INTRODUCTION:
Seasonal and climatic influences in the incidence of manias and
melancholia have been considered since Hippocrates (Eastwood and Peter, 1988).
Manic episodes have a dramatic and well-defined presentation, usually leading to
hospitalization (Goodwin & Jamison, 1990). In addition, the lapse between
symptom onset and admission is generally short (less than 1 month), making
admission data a fair marker of the incidence of manic episodes (Francis &
Gasparo, 1994), but less precise for depressive episodes. This rationale inspired
many researchers, and seasonality of admissions for mania was demonstrated in
studies from the Northern Hemisphere - United Kingdom (Symmonds & Williams,
1976; Walter, 1977; Myers & Davies, 1978; Carney et al., 1988; Peck, 1990; Takei
et al., 1992; Suhail & Cochrane, 1998), Greece (Frangos et al., 1990), Norway
20
(Morken et al., 2002), United States of America (Cassidy & Carroll, 2002), India
(Avatshi et al., 2001), South Korea (Lee et al., 2002), and also from the Southern
Hemisphere - Australia (Parker & Walter, 1982; Jones et al., 1995), New Zealand
(Mulder et al., 1990; Sayer et al., 1991), South Africa (Szabo & Blanche, 1995) and
Brazil (Kerr-Correa et al., 1998). The most frequent finding has been an excess of
admissions for mania in spring and/or summer months, although there have been
some negative results as well (Eastwood & Stiasny, 1978; Mawson & Smith,1981;
Jain et al., 1992).
The high inter-correlations observed for climatic variables confuse the
interpretation of possible etiologic mechanisms. Therefore, performing correlational
studies in regions with different combinations of climatic conditions may help
further understanding of the seasonal variation of admissions for affective
disorders.
The number of admissions for mania has been correlated to climatic
variables in all studies that examined this association, except for one Indian study
in which no seasonality was demonstrated (Jain et al., 1992). In the UK, mania was
more frequent in the warmer, less humid and more luminous months
(corresponding to spring-summer months) (Myers & Davies, 1978; Mawson &
Smith, 1981; Carney et al., 1988; Peck, 1990; Suhail & Cochrane, 1998). In a
North American study there was a correlation of admissions for mania to the mean
monthly duration of days (Cassidy & Carroll, 2002) and in a Korean study, to hours
of sunshine and sunlight radiation but not to duration of days, temperature,
humidity, atmospheric pressure or pluviosity (Lee et al., 2002). To our knowledge,
the only study performed in the Southern Hemisphere, which directly examined the
21
association of climatic variables and the number of admissions for mania, also
correlated admissions for mania to mean monthly temperatures, hours of sunlight
and duration of the days in New Zealand (Sayer et al., 1991). Calil et al. (1992)
have detected the first cases of SAD in Brazil, proving this phenomenon is not
exclusive of high latitudes or locations with harsh climatic variations. Kerr-Correa et
al. (1998) reported a seasonal pattern of admissions for mania in a Brazilian
hospital, but only for females, with the peak occurring in spring. They did not,
however, try to correlate their findings with climatic variables, so this has not yet
been done in any South American study.
The present study assesses the seasonality of admissions for mania in a
Brazilian hospital, and examines the association of these admissions with the local
climatic variables.
2. METHODS:
2.1. Setting:
The study was conducted in a 136-bed private psychiatric hospital in Belo
Horizonte (2.3 million inhabitants), southeastern Brazil, which assists acute
patients from this city and other towns of the State of Minas Gerais. Belo Horizonte
is located at latitude 19o55’ S and longitude 46o53’ O. Its subtropical mesotermic
climate shows two well defined seasons: the dry season - corresponding to autumn
and winter, and the rainy season - for the period of October to March. Average
annual temperature is 22o C, accumulated rainfall, 1500mm, and relative humidity
ranges between 63-70%. The warmer months (when maximum temperatures
22
average 28o C) occur in the rainy season, and the colder months (minimal
temperatures average 14o C) correspond to the dry period (Lucio et al., 1999).
2.2.. Subjects:
The charts of all patients consecutively admitted for manic or mixed
episodes between January 1st, 1996 and December 31st, 2000, were carefully
reviewed by the first author (FMV) in order to ascertain that ICD-10 criteria were
met (WHO, 1992). If the same patient had more than one admission for manic or
mixed episodes during this 5-year period, all of them were included, comprising a
total of 425 “admissions for mania”. Admissions were then grouped in 60 monthly
clusters for further analyses.
2.3. Statistical analyses:
Monthly rates of admissions for mania, as a proportion of monthly total
admissions, were preferred as the dependent variables instead of the absolute
number of admissions for mania, in order to analyze the specific seasonal effect on
manic hospitalizations. Seasonality (of the rates of admissions for mania, and also
of total admissions) was assessed by studying the distribution of theses variables
over time using Cosinor Analysis (Cugini, 1993; Silva, 2003), which consists on
adjusting the observed values to one or more harmonic sinusoidal curves. Each
sinusoidal curve is defined by three parameters each: Mesor (Midline estimating
statistic of rhythm, which represents the mean level of oscillation), Amplitude (the
extent of oscillation from the Mesor), and Acrophase (angle of maximum value for
cosine function). This descriptive method is appropriate for situations where the
period of the cycles has been set a priori. As the interest of this study was to
establish a seasonal pattern, a circannual (12-month) cycle was assumed.
23
Secondary shorter periods were also tested; none were statistically significant and
therefore were not further considered. Parameters were estimated using nonlinear
regression, with NLIN Procedure of the SAS package for Windows, v.8
(Schabenberger, 1998). The statistical significance of the fitted equation was given
by a test of significance of the Amplitude against the null hypothesis that equals
zero, based on asymptotic 95% confidence intervals. As in preliminary analyses no
secular trend emerged, there was no need to “detrend” data. Considering the
limited sample size, subgroup analyses were not performed (genders, mixed vs.
pure mania, etc.).
The National Institute of Meteorology provided information on the local
climatic variables: rainfall (pluviometric index), mean temperatures, relative
humidity and hours of sunshine. Information on the duration of days was obtained
from the National Observatory records. All climatic variables were acquired for the
duration of the study (1996-2000) and monthly averaged for further analyses.
Because climatic variables were available just for the city of Belo Horizonte, for all
analyses of the association of climatic variables on the rate of admissions for
mania only data from patients residing within a 60-mile range of the center of Belo
Horizonte were considered (resulting in 374 admissions). Pearson’s correlations
were performed between the rate of admissions for mania and each of the
predictor climatic variables of that index month. As weather may take time to
influence the admission data, the same procedure was repeated using previous
months climatic variables (lagged data). It is also biologically plausible to suppose
that the rate of change of climatic variables, rather than their absolute values, can
be related to the occurrence of manic episodes. This was assessed by replacing
24
absolute for differenced (index minus previous month) climatic data, then
performing new correlation analyses.
Multiple regression was performed to estimate how much of the total
variation in the rate of admissions for mania could be explained by the combination
of climatic variables. For this purpose, a best subsets least squares selection
method, which maximizes R2, was used.
3. RESULTS:
3.1.
Sample characteristics:
This sample comprehended 425 admissions of 269 manic patients hospitalized
from 1996 to 2000. Socio-demographic and clinical characteristics are presented in
table 1. A total of 6177 admissions were recorded in the same period. One
hundred and fifty eight observations (37%) were readmissions for manic episode at
the same hospital within the 5-year time frame of this study. Most of the
admissions were remunerated by health-insurance plans, except for 18% privatepaid admissions. Median length of stay was 15 days.
25
Table 1: Socio-demographics and clinical characteristics of the sample (N=425
admissions of 269 patients).
Variable
Admissions (%)
Patients (%)
202 (47.5)
123 (45.8)
42 (±13)
43 (±13)
172 (40.7)
122 (45.4)
Substance abuse
41 (9.7)
23 (8.6)
Psychotic features
215 (50.6)
152 (56.6)
Aggressive behavior
210 (49.4)
141 (52.4)
Suicidal thoughts or behavior
48 (11.3)
31 (11.5)
First psychiatric hospitalization *
37 (10.4)
28 (10.4)
Male
Mean age (± SD)
Married
* Data missing for 70 observations of 61 patients.
3.2.
Seasonality of admissions for manic episode:
The observed rate of admissions for mania varied from 2.5 to 13.9%. The
estimated mesor was 6.9% [6.3-7.5], and the estimated amplitude was 1.4% [0.52.3]. There was an evident and significant seasonal pattern, with the peak
occurring in August (late-winter) and the nadir in February (Graph 1). The predicted
cosine equation explained 15.0% of the variance. On the contrary, the total number
26
of admissions (for any diagnosis) presented no significant seasonal variation. No
significant secular trend for emerged from the analyses.
3.3.
Association to climatic variables:
The peak of admissions for mania coincided with late winter and spring,
which were in general, the dryer, colder and more luminous seasons in the region
of Belo Horizonte. The proportion of admissions for mania was significantly and
positively correlated to mean mensal hours of sunshine, and negatively correlated
to relative humidity and rainfall. No significant correlations were shown to mean
mensal average temperatures or mean length of days of the index month. Previous
month’s duration of days, hours of sunshine, rainfall and mean temperature were
significantly correlated to the admission rates for mania on the index month. The
difference between previous and index month mean temperature was positively
correlated to the rate of admissions. Detailed results are shown on table 2.
Climatic variables were significantly inter-correlated (r=0.26 to 0.7). Multiple
regression analyses were performed, despite multicolinearity, in order to estimate
the combined effect of climatic variables on the mensal rate of admissions for
mania. A best subsets selection method included the following predictor variables:
relative humidity (linear and quadratic effects), duration of days of the previous
month, and the difference of mean temperatures, giving an adjusted R2 = 23.7%
(p=0.001).
27
28
Table 2: Non-adjusted correlations (r) between climatic variables and mensal rate
of admissions for mania (N=374):
Index month Previous month Differencing
Duration of days
-0.232
-0.364 *
0.235
Hours of sunshine
0.305 *
0.283 *
0.017
Relative humidity
-0.353 *
-0.180
-0.205
Rainfall
-0.269 *
-0.341 *
-0.080
-0.149
-0.376 *
0.289 *
Mean temperature
* p<0.05.
29
4. DISCUSSION:
The main finding of this study was a circannual seasonal distribution of the
admissions for mania, the peak occurring in late-winter/spring, and the minimum in
late-summer/autumn. These results are very similar to several others reported from
studies performed in the Southern Hemisphere. Parker and Walter (1982) reported
a circannual distribution of observed/expected numbers of admissions for mania in
New South Wales, Australia (L 28o-37o). The peak was observed in September
(spring), amplitude was of 7.4% and the harmonic curve explained 22% of the
variance, adjusted for monthly total number of admissions. Jones et al. (1995)
described a spring-summer (October-February) excess of admissions for unipolar
mania in Tasmania, southern Australia. Sayer et al. (1991) reported a summer
peak but Mulder et al. (1990), a spring-summer (October-December) peak of
admissions for mania in New Zealand (L 36o-41o). Szabo and Blanche (1995)
found a non-significant spring peak and autumn minimum of admissions for mania
at a Johannesburg hospital (L 26 o). Finally, Kerr-Correa et al. (1998) reported a
significant spring-summer peak occurring in a state hospital of Botucatu, Brazil (L
22o 55’).
It has been previously hypothesized that increasing latitude would correlate
to an earlier timing or increasing amplitude of the peak of admissions for mania
(Sayer et al., 1991), although their own data did not confirm this assumption. On
the contrary, the peak in our sample occurred in August, somewhat earlier than in
reports from more southern regions, where the peaks were described in October or
later. In parallel with that, Mersch et al. (1990), in a systematic review of the
30
epidemiological literature on seasonal affective disorder, concluded that the
influence of latitude on prevalences was uncertain and small. Their findings
suggest that latitude may simply be one of the determinants of more directly acting
variables, predicting a more important role for an interaction of genetic, sociocultural and climatic variables in the seasonality of affective disorders. As the
monthly number of admissions for all diagnoses was taken into account in
analyses, it is unlikely that socio-cultural variables (such as holidays, carnival, or
economic factors), that could nonspecifically influence the occurrence of
admissions, would explain our findings.
The rate of admissions for mania correlated with the dryer and more
luminous months of the year in Belo Horizonte. These results are in accordance
with earlier reports, in which positive correlations were found to luminosity (Myers
& Davies, 1978; Mawson & Smith, 1981; Carney et al., 1988; Peck, 1990; Suhail &
Cochrane, 1998; Cassidy & Carroll, 2002; Lee et al., 2002) and negative
correlations to relative humidity (Mawson & Smith, 1981). However, the only other
Southern Hemisphere study on this association (Sayer et al., 1991; New Zealand)
reported significant correlations to luminosity variables but not to humidity. In our
study, the peak of admissions for mania occurred on the colder months, but rapidly
increasing temperatures also correlated to higher admission rates. This contrasts
with the only two previous reports on the effects of temperature (Myers & Davies,
1978; Sayer et al., 1991), in which admission rates peaked in the hottest seasons
and absolute values were more important than their rate of change. These
divergences are not surprising at all, since the combination of weather variables
differ in distinct world regions.
31
Altogether, these findings corroborate the hypothesis that luminosity is the
main climatic variable influencing mood and behavior, as well as the emergence of
manic episodes, and give support to a biological explanation, for which
melatonergic dysfunction is the main line of investigation (Nurnberger et al., 2000).
It has been shown that bipolar patients are more sensitive to seasonal variations
than normal controls (Hakkarainen et al., 2003; Shin et al., 2005), and also that
sunny days result in greater well being in bipolars than in their normal control twins
(Hakkarainen et al., 2003). Depressed bipolar or unipolar patients recover faster
when they are allocated to sunnier hospital rooms (Bauchemin & Hays, 1996;
Benedetti et al., 2001). Light therapy has proved its antidepressant effects in
seasonal and non-seasonal patients (Kripke, 1998). On the other hand, manic
patients improved faster when they received “dark therapy” (forced 14h of stay in a
dark room during the night) (Barbini et al., 2005).
This study has several shortcomings. It was performed at a single private
institution with a limited sample size; therefore, inference from our results should
be done with caution and, mostly, may not represent the phenomenon in the
community. Data were obtained retrospectively, which could have led to
misdiagnosis. To minimize that risk, we performed a thorough revision of all notes
to certify diagnosis. Finally, this was an epidemiological study that did not take
information from individual cases into account. Seasonality, as reported here,
should not be understood as the occurrence of seasonal affective disorders cases.
It represents, however, a more general tendency of manic admissions to occur in
spring, even if an individual seasonal pattern does not exist. Therefore, our findings
32
indicate that the influence of seasons is not restricted to SAD cases, but may
otherwise have a broader effect on bipolar affective disorders as a hole.
5. CONCLUSIONS:
Admission rates were higher in the more luminous and drier months of the
year, corresponding to late winter and spring. The fact that climatic variables are
associated to the course of bipolar disorder even in subtropical regions indicate
that this effect may be more subtle and extent than previously thought. The further
exploration of the biological mechanisms of this association is necessary, as well
as research on non-pharmacological interventions (such as light therapy, dark
therapy and sleep suppression) in the treatment of bipolar disorders on subtropical
regions of the world.
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38
5. CONCLUSÕES
As taxas de internação por mania neste hospital foram maiores nos meses
mais luminosos e secos do ano, correspondendo ao final do inverno e à
primavera.
O fato de que variáveis climáticas estão associadas ao curso do transtorno
bipolar mesmo em regiões subtropicais é indicativo de que este efeito pode ser
mais sutil e também mais difundido do que previamente se considerava. A
exploração subseqüente dos mecanismos biológicos desta associação é
necessária, assim como a pesquisa em intervenções não farmacológicas (tais
como fototerapia, “dark therapy”, e supressão do sono) no tratamento dos
transtornos bipolares em regiões subtropicais do globo.
39
5. REFERÊNCIAS
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46
ANEXO 1
COMANDOS SAS – COSINOR ANALYSIS
data cosinor;
input ano mes ratio;
cards;
1
1
0.072917
1
2
0.050505
"
"
"
"
"
"
5
11
0.037037
5
12
0.031250
;
proc nlin best=5 method=marquardt;
parameters
a=0.0688
b=0.02174
c=-4.1888
;
model ratio=a + b * cos(0.5236 * mes + c);
run;
Obs.: Os parâmetros a (Mesor), b (amplitude) e c (acrofase) foram inicialmente
programados a partir da análise gráfica dos dados brutos das taxas de internação
por mania.
47
ANEXO 2
SAS OUTPUT – COSINOR ANALYSIS
The SAS System
Non-Linear Least Squares Grid Search
A
B
0.068800
0.021740
Non-Linear Least Squares Iterative Phase
Marquardt
Dependent Variable RATIO
C
Sum of Squares
-4.188800
0.034760
Dependent Variable RATIO
Iter
A
0
0.068800
1
0.068776
2
0.068775
3
0.068775
NOTE: Convergence criterion met.
B
0.021740
0.013860
0.013800
0.013803
Non-Linear Least Squares Summary Statistics
C
Sum of Squares
-4.188800
0.034760
-4.154045
0.032845
-4.133591
0.032843
-4.133484
0.032843
Dependent Variable RATIO
Source
DF Sum of Squares
Regression
Residual
Uncorrected Total
3
57
60
0.28951788230
0.03284250967
0.32236039196
(Corrected Total)
59
0.03855787856
Parameter
A
B
C
Estimate
Method:
Mean Square
0.09650596077
0.00057618438
Asymptotic
Std. Error
Asymptotic 95 %
Confidence Interval
Lower
Upper
0.068775324 0.00309888254 0.0625699213 0.0749807273
0.013802617 0.00438248113 0.0050268530 0.0225783809
-4.133483706 0.31751097092 -4.7692882289 -3.4976791834
Asymptotic Correlation Matrix
Corr
A
B
C
ƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒƒ
A
1
2.4925053E-6
2.2309618E-6
B
2.4925053E-6
1
-2.433823E-6
C
2.2309618E-6
-2.433823E-6
1
Obs.: Uma estatística do tipo R2 é calculada: 1- SS res / SS tot corr
Neste caso, o Pseudo-R2 = 14,82 %
48