Índice anamnésico de Fonseca para triagem de Transtornos Temporomandibulares - confiabilidade para discriminar distúrbios musculares de intra-articulares.

Resumo

Contexto/ Objetivo: O índice anamnésico de Fonseca (FAI) é uma pesquisa simples e rápida utilizada para triagem da presença e gravidade dos Transtornos Temporomandibulares (TTM). O estudo apresentado teve como objetivo avaliar a precisão do FAI para discriminar diferentes tipos de TTM: intra-articular (AD), Transtorno Muscular Mastigatório (TMM), ou a presença de ambas as tipologias.

Métodos: A existência de um padrão no FAI com base na frequência das respostas foi avaliada e apoiada por outras variáveis: sexo, idade, diagnóstico médico e Escala Analógica Visual de qualidade de vida relacionada à saúde (VASLife). O teste qui-quadrado não paramétrico (𝜒²) ou o teste exato de Fisher foram utilizados para avaliar a existência de associações entre essas variáveis. Nos pares de variáveis onde tal associação foi identificada, sua intensidade foi medida pelo Coeficiente de V de Cramér. A previsão se o FAI poderia ser uma boa ferramenta de decisão para distinguir o tipo de TTM foi avaliada através de modelos de regressão logística (ordinal e multinomial).

Resultados: O maior escore FAI foi associado a questões relacionadas à dor na articulação temporomandibular (ATM), estalos na ATM e ansiedade da pessoa. Casos severos classificados pelo FAI estão correlacionados com a tipologia de Ambos (AD+MMD). Além disso, as pacientes do sexo feminino apresentaram mais casos moderados e severos no FAI e também correlacionados com a presença de AD+MMD. O modelo logístico mostrou baixa precisão para distinguir a tipologia de DTM (~70%).

Conclusão: O FAI é uma boa metodologia inicial no diagnóstico de DTM, no entanto, integrado em um modelo de regressão logística para distinguir a tipologia de DTM provou ser insuficiente. Espera-se que a combinação deste levantamento com outros resultados torne o modelo mais preciso.

Introdução

As desordens temporomandibulares (DTM) são um conjunto de condições musculoesqueléticas e/ou articulares que afetam respectivamente a musculatura mastigatória e/ou o complexo da articulação temporomandibular (ATM). A DTM é a causa não dental mais comum de dor orofacial e tem um impacto negativo na vida diária do paciente.

Epidemiologicamente, sabe-se que essa doença afeta principalmente mulheres (70-85%) [2]. A DTM apresenta uma etiologia multifatorial e, devido à sua complexidade, representa um verdadeiro desafio para os clínicos em termos de um diagnóstico correto. As duas principais origens da dor nesta região estão associadas a alterações intra-articulares ou musculares mastigatórias. Na verdade, o diagnóstico de DTM é amplamente baseado nos sintomas do paciente, como dor na ATM e músculos circundantes, dificuldade em abrir a boca e outras queixas, como a presença de estalos na articulação, má oclusão e dores de cabeça. A observação clínica avalia diferentes parâmetros, como a presença de inflamação articular (sinovite), medição da abertura da boca e lateralidade dos movimentos da mandíbula, oclusão dental, a presença de estalos e crepitação na articulação e sensibilidade muscular. O diagnóstico definitivo é normalmente realizado com suporte de imagem médica, utilizando tomografia computadorizada (TC), ressonância magnética (RM) ou intervenções diagnósticas minimamente invasivas.

O Índice Anamnético de Fonseca (IAF) é um questionário relatado pelo paciente de DTM, rápido e fácil de administrar, baseado em sinais e sintomas com 10 perguntas, utilizado nos últimos anos para classificar a gravidade da DTM.

A pontuação final obtida pode ser interpretada usando uma tabela de classificação que atribui a cada indivíduo uma das quatro possíveis categorias de gravidade: sem DTM (0≤IAF≤15 pontos); DTM leve (20≤IAF≤40 pontos); DTM moderada (45≤IAF≤65 pontos) e DTM severa (70≤IAF≤100 pontos). No entanto, não se sabe se a pontuação obtida por esta pesquisa pode contribuir para um diagnóstico correto de DTM em relação a três possíveis tipologias: Transtorno Articular (TA), Transtorno Muscular Mastigatório (TMM) ou ambos. O objetivo deste estudo é identificar padrões no IAF, juntamente com as características dos pacientes, que nos permitam avaliar a robustez deste questionário como um auxílio no diagnóstico clínico de DTM.

Métodos

Desenho do Estudo

Um estudo retrospectivo foi realizado em uma instituição de saúde privada em Portugal (Instituto Português da Face), incluindo pacientes diagnosticados com DTM de janeiro de 2019 a março de 2022. Este estudo foi aprovado pelo comitê de ética do Instituto Português da Face (IPF/08/22). Todos os pacientes inscritos deram seu consentimento informado por escrito, de acordo com a legislação vigente. Os critérios de inclusão foram: (1) idade >18 anos; (2) resposta completa ao FAI; (3) diagnóstico clínico de DTM. Os critérios de exclusão incluíram: (1) histórico de trauma facial ou outro distúrbio orofacial; (2) problemas médicos graves ou capacidade cognitiva comprometida; (3) mulheres grávidas ou amamentando. Todos os pacientes foram examinados pelo mesmo médico. As informações foram registradas e armazenadas em um banco de dados (EUROTMJ). A confidencialidade das informações é garantida através do anonimato. Dados demográficos de todos os pacientes, como: sexo e idade, foram registrados. Como diagnóstico inicial da presença de uma DTM, os pacientes foram instruídos a responder ao FAI. A pesquisa foi aplicada em português, que já está validado na literatura, e foi posteriormente traduzida para o inglês. O FAI é um questionário em escala Likert baseado em 10 perguntas com três pontos/níveis ("Não", "Às vezes", "Sim") (Tabela S1). No FAI, as respostas são pontuadas da seguinte forma: não - 0 pontos, às vezes - 5 pontos, sim - 10 pontos. A pontuação final (0-100) foi classificada nas seguintes categorias: sem DTM (0≤FAI≤15 pontos); DTM leve (20≤FAI≤40 pontos); DTM moderada (45≤FAI≤65 pontos) e DTM severa (70≤FAI≤100 pontos). Além disso, a Escala Visual Analógica (EVA) foi utilizada na avaliação da qualidade de vida relacionada à saúde (EVALife) com a pergunta: “Se você pudesse dar uma pontuação de impacto na vida para o seu problema de ATM em uma escala de 0 a 10, onde 0 significa nenhum impacto e 10 significa o máximo impacto possível, qual seria a sua pontuação?”. A identificação do tipo de doença temporomandibular (DTM, AD, Ambos) foi realizada pelo clínico através da avaliação médica e da ressonância magnética para avaliar desarranjos intra-articulares. Para acessar os desarranjos de DTM, a sensibilidade muscular foi medida usando uma classificação de 0-3, conforme definido nos Critérios de Diagnóstico de Pesquisa para Distúrbios Temporomandibulares (RDC/TMD).

Análise Estatística

A metodologia inicial foi identificar a existência de um padrão no FAI com base na frequência de respostas em cada um de seus três níveis (Não; Às vezes; Sim) nas dez perguntas (Tabela S1). Esta análise foi apoiada por um estudo descritivo das seguintes variáveis: sexo, idade, diagnóstico médico e pontuação no VASLife. A média foi apresentada como medida de localização acompanhada de seu desvio padrão (DP) na forma média±DP. A normalidade nas distribuições do FAI e VASLife (BevilaquaGrossi et al, 2006) foi determinada. Dada a ausência de normalidade, o coeficiente de correlação de Spearman (𝒓𝒔) foi utilizado para determinar a correlação

entre as escalas FAI e VASLife. A classificação da correlação foi determinada de acordo com Davis. Subsequentemente, com base na pontuação do FAI de cada paciente, tabelas de contingência bivariadas foram criadas contendo a frequência absoluta em cada uma das possíveis combinações de categorias nos seguintes pares de variáveis: gravidade da DTM vs sexo/diagnóstico; diagnóstico vs níveis de FAI para cada um dos itens. O teste qui-quadrado não paramétrico (𝝌^𝟐) e o teste exato de Fisher foram utilizados para avaliar a existência de associações entre essas variáveis. Nos pares de variáveis onde tal associação foi identificada, sua intensidade foi medida pelo Coeficiente V de Cramér (𝝋𝑪). Para comparar mais de dois grupos, foi utilizado o teste não paramétrico de Kruskal-Wallis e, quando houve significância estatística, o teste de Mann-Whitney (W) foi utilizado para comparação par a par.

Finalmente, a extensão em que o FAI poderia ser uma boa ferramenta de decisão para distinguir o tipo de DTM foi avaliada através de modelos de regressão logística (ordinal e multinomial). Para evitar viés, a amostra final (171 pacientes) foi subdividida em dois conjuntos de dados: um para treinamento (ajuste) com 70% das informações e outro para teste (validação e predição) com o restante. A variável resposta considerada nos modelos de regressão logística (ordinal e multinomial) foi o tipo de DTM, constituído por classes mutuamente exclusivas (cada paciente é atribuído a apenas uma classe), com a seguinte ordenação com base na complexidade da tipologia de DTM: MMD<AD<Ambos. Além disso, as variáveis independentes dos modelos de regressão foram: FAI, SEXO, Idade e VASVida. Os seguintes modelos foram considerados: Modelo 1: DTM ~ 𝜷𝟏𝑭𝑨𝑰 + 𝜺; Modelo 2: DTM ~ 𝜷𝟏𝑭𝑨𝑰 + 𝜷𝟐𝑆𝑬𝑿 + 𝜺; Modelo 3: DTM ~ 𝜷𝟏𝑭𝑨𝑰 + 𝜷𝟐𝑆𝑬𝑿 + 𝜷𝟑𝑨𝒈𝒆 + 𝜺; Modelo 4: DTM ~ 𝜷𝟏𝑭𝑨𝑰 + 𝜷𝟐𝑆𝑬𝑿 + 𝜷𝟑𝑨𝒈𝒆+𝜷𝟒𝑽𝑨𝑺𝑳𝒊𝒇𝒆 + 𝜺. Para os modelos considerados, a presença de multicolinearidade dos preditores foi testada através do Fator de Inflação da Variância (VIF). Em uma primeira abordagem, modelos de regressão logística ordinal foram considerados. Se a suposição de riscos proporcionais de Brant não for violada, a escolha foi por modelos de regressão logística ordinal; caso contrário, os modelos de regressão logística multinomial foram adotados. Para esta última classe de modelos, a independência de alternativas irrelevantes foi testada pelo teste de Hausman-McFadden (valores de p≈1). O modelo que apresentou o menor valor do Critério de Informação de Akaike (AIC) e o maior valor do pseudo R² de Nagelkerke foi adotado como critério de seleção. A precisão do modelo também foi apresentada, assim como seu grau de concordância expresso pelo coeficiente Kappa (Ruim<0.00; Leve:0.00-0.20; Justo:0.21-0.40; Moderado:0.41-0.60; Substancial:0.61-0.80; Quase Perfeito:0.81-1.00) e classificado de acordo com Landis e Koch.

O nível de significância estabelecido foi de 5% e todo o tratamento estatístico e representação gráfica foram realizados na linguagem de programação R.

Resultados

Um total de 541 pacientes (80% do sexo feminino), com uma idade média de 39.543±15.951 anos, que responderam ao questionário de Fonseca foram incluídos no estudo. A pontuação FAI foi de 58.822±21.313. Inicialmente, foi realizada uma avaliação da frequência das respostas e da pontuação média das diferentes perguntas do FAI. Os itens 7, 6, 10 tiveram a maior pontuação média no FAI, o que reflete uma maior concentração de respostas no último nível da escala (Sim) (Figura 1). Em oposição, os itens com a menor pontuação média foram 1, 9 e 2, respectivamente, refletidos pelas respostas menos frequentes na pontuação mais alta (Sim) (Figura 1).

Na segunda parte do estudo, 171 pacientes com diagnóstico clínico (entre 18 e 90 anos), foram incluídos. 30 pacientes foram diagnosticados com MMD e 33 com AD e 108 com ambos. Os pacientes tinham uma idade média de 38.444±16.172 anos, 140 dos quais eram do sexo feminino (82%). As pacientes do sexo feminino tinham uma idade média maior (39.200) do que os pacientes do sexo masculino (35.032), embora sem significância estatística (Mann-Whitney (W) = 2513.500; p= 0.169).

O impacto médio da dor na vida dos pacientes (VASLife) foi de 6.525 ±2.423, com as mulheres apresentando médias mais altas do que os homens (6.781 vs 5.433, W=2579.500, p= 0.003). A média global do FAI foi de 60.380 ± 21.337, sendo expressa de forma diferencial entre mulheres e homens (62.071 vs 52.742, respectivamente, W=2744.500, p= 0.021).

Inicialmente, foi realizada uma análise entre as duas escalas, VASLife e FAI. Uma correlação positiva moderada entre as duas escalas foi verificada (𝑟𝑠=0.358; p<0.001), ou seja, um aumento na pontuação do FAI é acompanhado por um aumento na escala VASLife.

Subsequentemente, foi avaliada a existência de uma associação entre o tipo de diagnóstico (MMD, AD, Ambos) e o nível do FAI (Não, Às vezes, Sim). Uma vez verificadas as condições para a aplicabilidade do teste do Qui-Quadrado (𝜒²), ou seja, “valores esperados e_ij > 1 e 80% e_ij > 5”, foi determinado que havia uma relação estatisticamente significativa entre essas variáveis (𝜒² =46.413, df=4, p<0.001) (Tabela 1). O coeficiente V de Cramér assumiu um valor de 0.116 e é classificado como moderado (𝐶𝐼^𝜑𝐶_95% :[0.078;0.147]). A frequência relativa de diagnóstico por item do FAI em cada nível foi então analisada (Tabela S2). Esses resultados parecem indicar que: a) no diagnóstico de MMD, os itens que apresentam maior frequência relativa foram os itens 4, 5, 6 e 8; b) o diagnóstico de AD e ambos apresentaram a maior frequência relativa nos itens 6 e 7. Além disso, ambos (MMD+AD) apresentaram as maiores pontuações de FAI comparativamente a MMD e AD (qui-quadrado de Kruskal-Wallis = 16.734, df = 2, p<0.001; Ambos vs AD, p=0.001; e Ambos vs MMD, p=0.019) (Figura 2).

Analogamente, a análise foi realizada considerando o sexo e o diagnóstico do paciente com a gravidade do FAI (não severo, leve, moderado, severo). Uma vez que as condições para a aplicabilidade do 𝜒² foram violadas, utilizamos o teste exato de Fisher, que parece indicar que houve relações estatisticamente significativas entre esses pares de variáveis (p=0.050; p<0.001 respectivamente, Tabela 2). O coeficiente de V de Cramér assumiu os valores de 0.208 ((𝐶𝐼^𝜑𝐶_95% :[0.009;0.335])] e 0.245 ((𝐶𝐼^𝜑𝐶_95% : [0.092;0.325])) classificando a intensidade como forte e muito forte.

A distribuição de frequência do número de casos diagnosticados e a pontuação FAI por tipo de DTM de acordo com o sexo foi então verificada (Figura 3A e B). No caso das pacientes do sexo feminino, há uma prevalência do diagnóstico de MMD+AD (Ambos) (69%), enquanto no sexo oposto, AD (52%) é o mais prevalente. Na Figura 3B, nas mulheres, a pontuação FAI foi significativamente maior no diagnóstico Ambos em comparação ao MMD (qui-quadrado de Kruskal-Wallis = 7.337, df = 2, p= 0.026; Ambos vs MMD, p=0.046), enquanto nos homens esse perfil não foi verificado e não é possível tirar a mesma conclusão. Finalmente, buscamos avaliar até que ponto o FAI poderia ser um bom preditor do tipo de diagnóstico de DTM usando o modelo de regressão logística ordinal. Uma vez que a ausência de multicolinearidade nos preditores foi confirmada pelo VIF (FAI:1.174;SEX:1.070;AGE:1.028;VASLife:1.208), a hipótese nula de proporcionalidade de riscos foi rejeitada nos Modelos 1 a 4 (valores de p 0.051; 0.000; 0.011; 0.010, respectivamente), levando à abordagem por regressão logística multinomial. Os preditores IDADE e VASLife não mostraram nenhuma significância estatística (Modelo 3: AD:IDADE valor de p=0.307; Ambos:IDADE valor de p=0.357; Modelo 4: AD:IDADE valor de p=0.305; Ambos:IDADE valor de p=0.337;AD:VASLife valor de p=0.783;

Tanto: VASLife p-valor=0.125) e a escolha entre os Modelos 1 e 2 foi feita. A tabela de análise de desvio revelou que ambos os preditores nos modelos 1 e 2 são estatisticamente significativos (Modelo 1: FAI, razão de verossimilhança 𝜒² =15.764, df=2, p-valor=<0.001; Modelo 2: FAI, razão de verossimilhança 𝜒² =12.132, df=2, p-valor<0.001, SEX razão de verossimilhança 𝜒² =17.694, df=2, p-valor=<0.001). Como o Modelo 2 tem um valor AIC mais baixo em relação ao Modelo 1 (196.732 vs 204.601) e maior pseudo 𝑅² de Nagelkerke (0.301 vs 0.213), este modelo foi escolhido. A precisão do modelo é 0.667 (𝐶𝐼₉₅%:[0.580, 0.754]) e o nível de concordância expresso pelo coeficiente Kappa é 0.230, sendo classificado como justo [14]. No teste do modelo, o valor de precisão foi 0.629 (𝐶𝐼₉₅% :[0.449, 0.785]) com um nível de concordância Kappa de 0.187. A Figura 3C representa o modelo logístico ajustado.

O Modelo 2 ajustado pode ser expresso pelo seguinte conjunto de equações:

Discussão

A DTM continua a representar um desafio clínico no diagnóstico devido ao envolvimento complexo dos músculos e intra-articular. Assim, um diagnóstico preciso de DTM é crucial e tem sido objeto de um grande número de estudos.

A classificação RDC/DTM continua a ser a mais amplamente utilizada na prática clínica, contribuindo significativamente para a padronização do diagnóstico. No entanto, a nível prático, apresenta desvantagens de implementação, sendo demorada, difícil na coleta de dados e exigindo ampla experiência clínica. Por outro lado, o FAI é um questionário simples de implementar e é uma ferramenta inicial útil para distinguir a presença de uma DTM e o grau de severidade. Esta ferramenta tem sido objeto de estudo em vários estudos científicos. No entanto, a precisão do FAI para distinguir a possível origem da DTM, muscular ou intra-articular, ainda é desconhecida. Assim, este estudo teve como objetivo identificar o comportamento do FAI em um conjunto de pacientes diagnosticados com diferentes DTMs.

Principalmente, encontramos que os itens relacionados a cliques na ATM (item 7), dor na área da ATM (item 6) e músculos ao redor (item 3) estão entre os maiores contribuintes para valores mais altos no FAI. De fato, a dor parece ter um forte impacto no FAI, corroborado pela correlação moderada do FAI com a escala VASLife.

Curiosamente, ser uma pessoa ansiosa também pode ser crucial para altas pontuações no FAI (item 10). Por outro lado, a dificuldade em itens relacionados aos movimentos mandibulares, seja lateralmente ou verticalmente, assim como a dificuldade em tocar os dentes, foram os fatores menos determinantes (itens 2, 9 e 1). Importante, também foi demonstrado que pontuações mais altas no FAI estão correlacionadas com um diagnóstico mais complexo, com a presença simultânea de alterações musculares e intra-articulares (Ambos). De fato, é possível verificar um maior número de casos moderados e severos do FAI, quando alterações musculares são verificadas simultaneamente com alterações intra-articulares.

Curiosamente, no diagnóstico de MMD foi encontrado um padrão de maior frequência relativa nos itens relacionados à dor (dor de cabeça, dor no pescoço e dor na ATM) e hábitos parafuncionais (apertar ou ranger os dentes). Por outro lado, em AD e Ambos foi verificada uma predominância maior de respostas positivas em itens relacionados à dor e ruído na área da ATM. Esses resultados mostraram uma alteração na maior frequência relativa dos itens de FAI quando estão presentes desarranjos intra-articulares. Ao mesmo tempo, foi demonstrada uma distribuição diferente da gravidade dos casos em mulheres e homens. Nas mulheres, MMD e MMD+AD foram os tipos de DTM com as pontuações de FAI mais baixas e mais altas, respectivamente. Além disso, houve uma maior distribuição de casos com ambos os diagnósticos em mulheres. Essa tendência não foi demonstrada de forma igual em homens. Estudos anteriores apontaram que o sexo feminino tem uma prevalência maior de DTM, em torno de 80%. Embora não seja totalmente certo, o desequilíbrio hormonal nas mulheres pode estar relacionado ao aumento da suscetibilidade à DTM. Além desses dados, este estudo também mostrou que há uma tendência crescente para casos mais graves em mulheres. Um modelo logístico foi conduzido e as seguintes conclusões foram tiradas: (i) há uma maior probabilidade de um paciente ser diagnosticado com MMD, embora baixa, ter pontuações finais de FAI mais baixas; (ii) a probabilidade de um paciente ser diagnosticado com AD com pontuações de FAI baixas é muito maior em homens em comparação com mulheres, uma diferença que é atenuada à medida que as pontuações de FAI aumentam; (iii) quando um paciente é diagnosticado com AD e MMD simultaneamente, as pontuações de FAI mostram um comportamento crescente, que é idêntico em ambos os gêneros (linhas paralelas).

No entanto, o modelo atual com FAI como preditor mostrou uma precisão <70%, o que significa que para cada 100 diagnósticos realizados, no máximo, 70 são esperados para serem classificados corretamente. Em termos clínicos, uma precisão maior é desejável. Além disso, o número de diagnósticos entre os três grupos tem valores diferentes, com o MMD+AD (107) sendo três vezes maior em comparação com os outros diagnósticos (~30). Além disso, o número de diagnósticos finais (171) representa cerca de 32% do total de registros (539). Os autores consideram que um maior número de casos com diagnóstico final pode permitir uma melhor ilustração do papel do FAI na distinção da tipologia da doença.

Em conclusão, o FAI é uma ferramenta importante no diagnóstico de TMD, no entanto, um modelo mais complexo é necessário para distinguir com mais precisão o tipo de TMD. No futuro, espera-se que outras medidas e escalas complementares sejam incorporadas para fortalecer o modelo. Este estudo também demonstrou um comportamento diferencial do FAI entre os dois sexos. Assim, os clínicos devem levar em consideração o sexo ao usar esta ferramenta.

Autores: Ricardo S. João, Henrique J. Cardoso, David Sanz, David F. Ângelo

Referências:

1. Li DTS e Leung YY. Transtornos Temporomandibulares: Conceitos Atuais e Controvérsias no Diagnóstico e Gestão. Diagnostics (Basel, Suíça), 2021; 11(3): 459.10.3390/diagnostics11030459
2. Bueno CH, Pereira DD, Pattussi MP, et al. Diferenças de gênero em transtornos temporomandibulares em estudos populacionais adultos: Uma revisão sistemática e meta-análise. J Oral Rehabil, 2018; 45(9): 720-729.10.1111/joor.12661
3. Sharma S, Gupta DS, Pal US, et al. Fatores etiológicos dos transtornos da articulação temporomandibular. National journal of maxillofacial surgery, 2011; 2(2): 116-119. 10.4103/0975-5950.94463
4. Schiffman E, Ohrbach R, Truelove E, et al. Critérios Diagnósticos para Transtornos Temporomandibulares (DC/TMD) para Aplicações Clínicas e de Pesquisa: recomendações da Rede Internacional RDC/TMD* e Grupo de Interesse Especial em Dor Orofacial†. J Oral Facial Pain Headache, 2014; 28(1): 6-27. 10.11607/jop.1151
5. Bevilaqua-Grossi D, Chaves TC, de Oliveira AS, et al. Índice anamnético de gravidade e sinais e sintomas de TMD. Cranio, 2006; 24(2): 112-8. 10.1179/crn.2006.018
6. Berni KC, Dibai-Filho AV, e Rodrigues-Bigaton D. Precisão do índice anamnético de Fonseca na identificação de transtorno temporomandibular miogênico em casos comunitários femininos. J Bodyw Mov Ther, 2015; 19(3): 404-9. 10.1016/j.jbmt.2014.08.001
7. Stasiak G, Maracci LM, de Oliveira Chami V, et al. Diagnóstico de TMD: Sensibilidade e especificidade do Índice Anamnético de Fonseca. CRANIO®, 2020: 1-5. 10.1080/08869634.2020.1839724
8. Sánchez-Torrelo CM, Zagalaz-Anula N, Alonso-Royo R, et al. Adaptação Transcultural e Validação do Índice Anamnético de Fonseca em uma População Espanhola com Transtornos Temporomandibulares. Journal of Clinical Medicine, 2020; 9(10): 3230.
9. Campos JA, Carrascosa AC, Bonafé FS, et al. Gravidade dos transtornos temporomandibulares em mulheres: validade e confiabilidade do Índice Anamnético de Fonseca. Braz Oral Res, 2014; 28: 16-21.10.1590/s1806-83242013005000026
10. Institute of Medicine (US) Council on Health Care Technology; Mosteller F, Falotico-Taylor J, editores. Qualidade de Vida e Avaliação de Tecnologia: Monografia do Conselho sobre Tecnologia em Saúde. Washington (DC): National Academies Press (US); 1989. 6, Avaliando a Qualidade de Vida: Medidas e Utilidade. Disponível em: https://www.ncbi.nlm.nih.gov/books/NBK235120/.
11. Schiffman EL, Ohrbach R, Truelove EL, et al. Os Critérios Diagnósticos de Pesquisa para Transtornos Temporomandibulares. V: métodos usados para estabelecer e validar algoritmos diagnósticos revisados do Eixo I. J Orofac Pain, 2010; 24(1): 63-78.
12. Davis JA, Análise de pesquisa elementar. 1971, Englewood Cliffs, N.J.: Prentice-Hall. Hosmer DW e Lemeshow S, Regressão Logística Aplicada. 2004: Wiley.
13. Landis JR e Koch GG. A medição do acordo entre observadores para dados categóricos. Biometrics, 1977; 33(1): 159-74.
14. R Core Team (2018). R: Uma linguagem e ambiente para computação estatística. R Foundation for Statistical Computing V, Áustria. Disponível online em https://www.R-project.org/.
15. Akoglu H. Guia do usuário para coeficientes de correlação. Turkish journal of emergency medicine, 2018; 18(3): 91-93. 10.1016/j.tjem.2018.08.001
16. Schmitter M, Ohlmann B, John MT, et al. Critérios Diagnósticos de Pesquisa para Transtornos Temporomandibulares: Um Estudo de Calibração e Confiabilidade. CRANIO®, 2005; 23(3): 212-218.10.1179/crn.2005.030
17. Look JO, Schiffman EL, Truelove EL, et al. Confiabilidade e validade do Eixo I dos Critérios Diagnósticos de Pesquisa para Transtornos Temporomandibulares (RDC/TMD) com revisões propostas*. Journal of Oral Rehabilitation, 2010; 37(10): 744-759. https://doi.org/10.1111/j.1365-2842.2010.02121.x
18. Hasanain F, Durham J, Moufti A, et al. Adaptando as definições diagnósticas do RDC/TMD à prática clínica rotineira: Um estudo de viabilidade. Journal of Dentistry, 2009; 37(12): 955-962. https://doi.org/10.1016/j.jdent.2009.08.001
19. Anderson GC, Gonzalez YM, Ohrbach R, et al. Os Critérios Diagnósticos de Pesquisa para Transtornos Temporomandibulares. VI: direções futuras. Journal of orofacial pain, 2010; 24(1): 79-88.
20. Janal MN, Raphael KG, Nayak S, et al. Prevalência de transtorno temporomandibular miofascial em mulheres da comunidade dos EUA. J Oral Rehabil, 2008; 35(11): 801-9. 10.1111/j.1365-2842.2008.01854.x
21. Berger M, Szalewski L, Bakalczuk M, et al. Associação entre níveis de estrogênio e transtornos temporomandibulares: uma revisão sistemática da literatura. Przeglad menopauzalny = Menopause review, 2015; 14(4): 260-270. 10.5114/pm.2015.56538