Introdução
Desde a década de 1990, o perfeccionismo vem atraindo a atenção de diversos pesquisadores, com crescimento vertiginoso do número de estudos sobre o tema nos últimos 20 anos (Smith et al., 2022). Esse crescimento pode ser explicado, em parte, pelas extensas relações encontradas entre perfeccionismo e alguns desfechos de saúde mental como o burnout (Flett & Hewitt, 2020; Yang et al., 2023), insatisfação com as relações sociais (Hewitt et al., 2020), depressão (Flett & Hewitt, 2020; Hewitt et al., 2020; Smith et al., 2021), transtornos de ansiedade (Callaghan et al., 2024; Curran & Hill, 2019; Flett & Hewitt, 2020; Hewitt et al., 2020), transtorno obsessivo compulsivo e transtorno de personalidade (Callaghan et al., 2024; Limburg et al., 2017; Lunn et al., 2023), e transtornos alimentares (Curran & Hill, 2019; Limburg et al., 2017; Livet et al., 2023; Maricuțoiu et al., 2020). O perfeccionismo atua tanto como fator de risco quanto de manutenção desses problemas de saúde mental, e sua redução pode levar a menores sintomas psicológicos (Limburg et al., 2017; Maricuțoiu et al., 2020).
O perfeccionismo tem consequências em diversos sintomas e transtornos e pode ser considerado um processo transdiagnóstico, embora alguns autores afirmem que o termo “fator de vulnerabilidade” seria mais adequado, já que o perfeccionismo não afeta apenas diagnósticos (Kaçar-Başaran, 2022; Kothari et al., 2019; Smith et al., 2021). Ainda assim, o sucesso na redução do perfeccionismo está condicionado mais à aliança terapêutica do que à abordagem ou técnica em si (Zuroff et al., 2010), o que é paradoxal, pois o perfeccionismo tem se mostrado um dificultador na formação desse vínculo, afastando mutuamente cliente e terapeuta (Hewitt et al., 2020; Shafran et al., 2023).
O perfeccionismo pode ser definido como o estabelecimento e a busca por altos padrões de desempenho, em si ou nos outros, e uma preocupação sobre o alcance de tais padrões, que vem acompanhada pelo medo do fracasso e da avaliação negativa (Curran & Hill, 2019). O perfeccionismo tem sido entendido como uma característica multidimensional de personalidade, marcada pela extrema complexidade em termos estruturais e desenvolvimentais (Flett & Hewitt, 2020). Essa complexidade pode ser exemplificada pelas diferentes propostas e modelos conceituais que visam a descrever o construto, algumas delas focando na orientação intra ou interpessoal (auto-orientado, orientado ao outro ou socialmente prescrito), outras em seus aspectos disfuncionais ou funcionais, ou ainda outras formas de divisão que levam em conta características dos elementos que o compõem (Smith et al., 2022). Há um relativo consenso de que, independentemente do modelo teórico e do número de componentes, duas dimensões globais estão presentes: esforços perfeccionistas (EP) e preocupações perfeccionistas (PP). A primeira diz respeito aos aspectos mais funcionais, enquanto a segunda aos disfuncionais (Stoeber & Otto, 2006).
Os EP e as PP são operacionalizados nas diversas escalas utilizadas para mensuração do construto, por meio de diferentes indicadores. Por exemplo, na Multidimensional Perfectionism Scale (FMPS), proposta por Frost et al. (1990), padrões pessoais funcionam como indicadores dos EP, enquanto dúvidas sobre ações e preocupação com falhas remetem às PP. Na escala de mesmo nome, mas proposta por Hewitt e Flett (1991), EP são representados pela dimensão de perfeccionismo auto-orientado, enquanto as PP são representadas pela dimensão de perfeccionismo socialmente prescrito.
Uma escala que vem aparecendo frequentemente em estudos sobre o perfeccionismo nos últimos anos é a Almost Perfect Scale – Revised (APS-R) (Dautovich et al., 2021; Masood & Naeem, 2021; Rassaby et al., 2021). A APS-R é um instrumento de autorrelato, desenvolvida por Slaney et al. (2001), que tem por objetivo cumprir a função de englobar os aspectos funcionais e disfuncionais do perfeccionismo em três dimensões principais: Padrões, Ordem e Discrepância. As duas primeiras dimensões avaliam os aspectos funcionais (ou adaptativos) do perfeccionismo, também chamado de EP, e a última dimensão se volta à medida dos aspectos disfuncionais (ou desadaptativos) do perfeccionismo, nomeado de PP (Slaney et al., 2001). Os 23 itens do instrumento (4 de Ordem, 7 de Padrões e 12 de Discrepância) são respondidos por meio de uma escala do tipo Likert de sete pontos, em que o ponto 1 representa “discordo totalmente” e o 7 “concordo totalmente”.
A APS-R, além de bastante utilizada em pesquisas clínicas (Brennan-Wydra et al., 2021; De Rosa et al., 2023), já foi adaptada para diversas culturas, incluindo japonesa (Nakano, 2009), argentina (Arana et al., 2009), chinesa (Li et al., 2007), turca (Ulu et al., 2012), italiana (Filippello et al., 2016), e foi adaptada também para o Brasil (Soares et al., 2020). Apesar de ser utilizada e adaptada em diferentes idiomas, segundo é de nosso conhecimento, até o momento nenhum estudo publicou normas para a APS-R em nível nacional ou internacional, tampouco para qualquer outra escala de perfeccionismo destinada à população adulta (uma proposta de normas para o público infantil foi apresentada por Oros e Vargas-Rubilar, 2016). Os estudos existentes que sugerem aplicação desses instrumentos de mensuração do perfeccionismo para uso pelo profissional de saúde mental na prática clínica apresentam apenas pontos de corte e/ou a comparação das pontuações médias entre populações clínicas e não clínicas (Maricuțoiu et al., 2020; Rice & Ashby, 2007).
A criação de normas para um instrumento não apenas traz mais informações sobre suas propriedades psicométricas, como também possibilita a elaboração de padrões de interpretação dos escores de um indivíduo com base num grupo de referência, a partir do qual a posição relativa do indivíduo naquela dimensão é estimada (Hutz et al., 2015; Urbina, 2009). Ademais, por apresentarem uma forma padronizada de interpretação dos resultados das pessoas num dado instrumento, a existência de normas favorece seu uso profissional, pela possibilidade de estimação do quanto o indivíduo se afasta da média do grupo normativo, o que poderia ser indicativo de níveis mais extremos de determinada característica. Ainda, normas possibilitam o monitoramento dos progressos de um paciente num processo terapêutico e a eficácia da terapia (Hutz et al., 2015). Não obstante, o processo de elaboração de normas de instrumentos psicológicos para um dado país deve levar em consideração as diferenças na cultura, na linguagem e na expressão social daquela característica, já que as normas não são universais e absolutas (Hutz et al., 2015).
Nesse sentido, o presente artigo tem como objetivo principal apresentar as normas para a escala de perfeccionismo APS-R para adultos brasileiros. Para que o objetivo principal fosse alcançado, pretendeu-se, adicionalmente, analisar a estrutura interna da escala na amostra investigada, bem como verificar a existência de diferenças nos níveis de perfeccionismo entre homens e mulheres e entre participantes de diferentes faixas etárias. Este estudo busca preencher a lacuna da escassez de estudos normativos da APS-R para uso no contexto brasileiro.
Método
Participantes
Participaram do estudo 1.847 adultos, com idades entre 18 e 60 anos (M=24,17; DP=6,35). Da amostra, 99% (1.826) tinha ensino médio completo ou superior incompleto. Quanto à classificação por faixa etária, a amostra foi dividida em três grupos: entre 18 e 25 anos (1.275, referidos como adultos emergentes: 69%), entre 25 e 40 anos (409, referidos como adultos jovens: 22%) e com mais de 40 anos (59, referidos como adultos maduros: 3%). Dos participantes que optaram por informar seu sexo, a maioria foi composta por mulheres (1.246 mulheres: 67% e 593 homens: 32%). A amostra contou com respondentes de 19 estados do Brasil, a maioria provenientes de Minas Gerais (1.431: 77%). Uma lista com a quantidade de participantes provenientes de cada unidade federativa do Brasil pode ser vista na Tabela S1 (Anexo). A maior parte da amostra (84%) participou da pesquisa presencialmente e uma pequena parte (16%) respondeu à APS-R online.
Instrumentos
Questionário de caracterização da amostra: Os participantes responderam a perguntas gerais sobre idade, sexo, em qual estado residia no momento da aplicação e nível educacional. Foram considerados os seguintes níveis para a escolaridade: analfabeto ou fundamental 1 incompleto; fundamental 1 completo ou fundamental 2 incompleto; fundamental completo ou médio incompleto; médio completo ou superior incompleto; superior completo.
Almost Perfect Scale – Revised (APS-R) (Slaney et al., 2001; Soares et al., 2020): instrumento de autorrelato para avaliação do perfeccionismo, que pode ser respondido individualmente ou em grupo. O APS-R tem 23 itens, numa escala do tipo Likert com 7 pontos (de 1: Discordo totalmente a 7: Concordo totalmente). A escala avalia três dimensões do perfeccionismo, propostas pelo modelo trifatorial de Slaney et al. (2001): Padrões (7 itens), que avalia a tendência do indivíduo de estabelecer padrões elevados de desempenho para si mesmo, com escores brutos entre 7 e 49; Ordem (4 itens), que avalia a tendência individual à organização e asseio, com escores entre 4 e 28; e Discrepância (12 itens), que avalia a tendência individual a perceber uma diferença entre o padrão estabelecido e o atingido, focando na insatisfação entre a expectativa e a realidade para o próprio desempenho, com escores entre 12 e 84. O estudo de adaptação da APS-R para o português brasileiro indicou adequação satisfatória da validade estrutural da escala, assim como indicadores de consistência interna acima de 0,70 (Soares et al., 2020).
Procedimentos para coleta dos dados
Todos os participantes assinaram o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido como condição para participar da pesquisa. Os procedimentos éticos foram realizados de acordo com a Declaração de Helsinki. O projeto de pesquisa foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal de Minas Gerais (Parecer nº 1.974.928). As aplicações da APS-R faziam parte de um projeto de pesquisa maior, envolvendo outros instrumentos e aconteceram de forma presencial para parte da amostra (n=1.551) e online para outra parte (n=296). Para a coleta presencial, os contatos foram feitos com coordenadores de curso de instituições públicas e privadas de ensino superior de Belo Horizonte e região metropolitana e em Sete Lagoas (Minas Gerais), que autorizaram a aplicação em sala de aula, com tempo de aplicação total de aproximadamente 15 minutos. A aplicação online se deu na plataforma Redcap (hospedado na Faculdade de Medicina da USP em Ribeirão Preto), com duração média de 10 minutos. A divulgação do formulário foi feita mediante lista de contatos dos pesquisadores envolvidos e pelas redes sociais. Todos os participantes responderam primeiro ao questionário de dados sociodemográficos e depois à APS-R.
Procedimentos de análise de dados
Utilizando uma amostra ampla e com respondentes de diferentes estados brasileiros, foram realizadas análises para investigar a estrutura fatorial da APS-R. Em primeiro lugar, tentou-se replicar os resultados de Soares et al. (2020), em que a escala apresentaria uma estrutura bifatorial com três fatores específicos e independentes. Essas análises foram realizadas utilizando a técnica de Exploratory Structural Equation Modelling (ESEM) (Asparouhov & Muthén, 2009) com rotação target. O uso de ESEM permite que cargas cruzadas (i.e., cargas fatoriais em itens que não foram teoricamente planejados para as dimensões) sejam modeladas explicitamente, com valores próximos a zero. As análises foram realizadas no programa R, usando os pacotes lavaan (Rosseel, 2012) e semTools (Pornprasertmanit et al., 2015). A qualidade da solução bifatorial foi avaliada de acordo com recomendações recentes da literatura (Reise et al., 2018; Rodriguez et al., 2016). Dessa forma, foram calculados os seguintes índices: Ômega hierárquico (ωH), replicabilidade dos fatores (H) e Explained Common Variance (ECV).
Foi testado, ainda, um modelo de ESEM em que as dimensões da APS-R fossem correlacionadas, porém, sem modelar um fator geral para a explicação dos itens. Todos os modelos de ESEM foram testados usando o estimador unweighted least squares corrigido para média e variância (ULSMV). Os dados foram tratados como ordinais e foi utilizada uma matriz de correlação policórica. O estimador ULSMV é robusto para desvios da normalidade e distribuições assimétricas dos itens, se assemelhando às soluções encontradas com o estimador weighted least squares (Li, 2016). O ajuste dos modelos foi avaliado por meio do Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI) e Root Mean Square of Error Approximation (RMSEA). Valores de CFI e TLI acima de 0,90 e RMSEA abaixo de 0,080 foram considerados aceitáveis (Brown, 2015). Ademais, o intervalo de confiança dos valores de RMSEA devia estar abaixo de 0,100 para serem considerados aceitáveis (Whittaker & Schumacker, 2022). O modelo com melhor ajuste e índices aceitáveis (H, ωH e ECV) foi utilizado nas demais análises. Para análise de poder estatístico, foi calculado o tamanho amostral utilizando uma calculadora online (Soper, 2024). Considerando três fatores, 23 itens e um tamanho de efeito geral médio (δ=0,3), seria necessária uma amostra de 589 pessoas, o que viabilizou a condução do presente estudo.
A equivalência da solução fatorial de melhor ajuste foi testada entre os sexos. Especificamente, investigou-se se a estrutura latente da APS-R seria equivalente em homens e mulheres. As análises de invariância foram testadas em três níveis, configural (estrutura fatorial igual entre os grupos), métrico (cargas fatoriais iguais entre os grupos) e escalar (limiares de resposta [thresholds] iguais entre os grupos) (Leitgöb et al., 2023). A equivalência entre modelos foi considerada usando a diferença entre os valores de qui-quadrado e as diferenças entre os valores de CFI e RMSEA. Medidas equivalentes são atingidas quando os valores de CFI não diminuem mais do que 0,01 e valores de RMSEA não aumentam mais do que 0,015 (Chen, 2007).
Para investigar possíveis interações entre as faixas etárias e sexo no nível médio nos escores da APS-R, foram realizadas ANOVAS fatoriais (2x5) com essas variáveis como medidas independentes. O post-hoc foi calculado utilizando a correção de Tukey para múltiplas comparações. Como forma de corrigir possíveis desvios da normalidade e não igualdade de variâncias intergrupos, foi calculado o intervalo de confiança das diferenças entre as médias, utilizando o método Bias-Corrected Accelerated (BCA) bootstrap, com 5.000 re-amostragens (Haukoos & Lewis, 2005). Para as análises de comparação de grupo, foram calculados escores T para cada dimensão, usando a média da amostra como um todo. As análises foram feitas utilizando o R e os pacotes Emmeans (Lenth, 2024) e Boot (Canty & Ripley, 2024). Por fim, foram calculados os percentis e escores padrão para cada dimensão da APS-R, considerando as diferenças entre grupo etário e sexo do respondente.
Resultados
As análises descritivas dos itens da APS-R estão disponíveis na Tabela S2 e na Figura S1 (Anexo). No geral, é possível perceber que todas as categorias da escala Likert foram preenchidas. Análises multivariadas de normalidade usando o teste de Mardia indicam não normalidade dos itens, de acordo com valores de assimetria e curtose (p<0,001). Igualmente, análises univariadas dos escores z de assimetria e curtose indicam desvios significativos (z>1,96) da normalidade em pelo menos um dos índices para todos os itens.
O modelo bifatorial apresentou ajuste aceitável para descrever a estrutura latente da APS-R [χ2(167)=1.434,50; p<0,001; CFI=0,954; TLI=0,930; RMSEA=0,064; IC 90% (0,061 a 0,067)], valores semelhantes aos encontrados em Soares et al. (2020). Entretanto, o ECV indica que o fator geral explica apenas cerca de 46% da variância dos itens (ECV=0,46). Ademais, os coeficientes de consistência interna apresentam valores baixos para Padrões (ωH=0,03), Ordem (ωH=0,13), Discrepância (ωH=0,58) e para o fator geral (ωH=0,48). Por fim, o índice H (replicabilidade dos fatores) foi baixo (<0,70) para as dimensões Padrões (H=0,11) e Ordem (H=0,49). Para as demais dimensões, os valores de H foram maiores que 0,70.
Devido à baixa confiabilidade e baixo poder explicativo do fator geral, foram realizados modelos de ESEM com três dimensões correlacionadas. O modelo apresentou um ajuste aceitável [χ2(187)=2.048,84; p<0,001; CFI=0,933; TLI=0,909; RMSEA=0,073; IC=90% (0,071 a 0,076)]. Uma vez que o modelo tem ajuste aceitável e é próximo à proposição teórica inicial para a APS-R, seus resultados foram usados para as análises posteriores. Os valores de consistência interna foram todos aceitáveis (>0,70) e podem ser vistos na Tabela 1, juntamente com as cargas fatoriais.
Tabela 1 Cargas fatoriais, correlações entre dimensões e consistência interna da APS-R
Item | Dimensão teórica | Padrões | Ordem | Discrepância |
---|---|---|---|---|
1 | Padrões | 0,62 | 0,03 | –0,24 |
5 | Padrões | 0,39 | 0,09 | 0,17 |
8 | Padrões | 0,76 | –0,03 | 0,02 |
12 | Padrões | 0,63 | –0,07 | 0,37 |
14 | Padrões | 0,79 | 0,00 | –0,13 |
18 | Padrões | 0,55 | 0,20 | –0,16 |
22 | Padrões | 0,57 | 0,11 | 0,21 |
2 | Ordem | 0,01 | 0,73 | –0,15 |
4 | Ordem | –0,01 | 0,61 | 0,07 |
7 | Ordem | 0,00 | 0,65 | 0,13 |
10 | Ordem | 0,07 | 0,83 | 0,02 |
3 | Discrepância | 0,11 | 0,03 | 0,57 |
6 | Discrepância | 0,26 | 0,01 | 0,67 |
9 | Discrepância | –0,03 | –0,02 | 0,72 |
11 | Discrepância | 0,19 | 0,04 | 0,77 |
13 | Discrepância | 0,01 | –0,05 | 0,76 |
15 | Discrepância | 0,34 | –0,08 | 0,46 |
16 | Discrepância | –0,07 | –0,05 | 0,81 |
17 | Discrepância | –0,04 | 0,07 | 0,79 |
19 | Discrepância | –0,14 | –0,05 | 0,81 |
20 | Discrepância | –0,16 | 0,03 | 0,93 |
21 | Discrepância | –0,11 | 0,04 | 0,86 |
23 | Discrepância | 0,07 | 0,06 | 0,64 |
α | 0,81 | 0,77 | 0,92 | |
ω | 0,82 | 0,80 | 0,94 | |
Correlação entre fatores | ||||
Padrões | Ordem | Discrepância | ||
Padrões | 1 | |||
Ordem | 0,48 | 1 | ||
Discrepância | 0,20 | 0,03 | 1 |
Nota: Valores em negrito indicam as cargas fatoriais teoricamente planejadas (i.e., alvo).
As análises multigrupo para investigar a equivalência da medida entre os sexos indicam que a APS-R é invariante em todos os níveis de análise, configural [χ2(374)=2.080,77; p<0,001; CFI=0,933; TLI=0,910; RMSEA=0,075; IC 90% (0,072 a 0,077)], métrico [χ2(434)=1.535,24; p<0,001; CFI=0,961; TLI=0,955; RMSEA=0,053; IC 90% (0,050 a 0,055)] e escalar [χ2(546)=1.456,95; p<0,001; CFI=0,968; TLI=0,970; RMSEA=0,043; IC 90% (0,040 a 0,045)]. Com mais restrições, os índices de ajuste do modelo foram melhorando progressivamente. Por outro lado, a comparação dos valores de qui-quadrado indica não equivalência em todos os passos: [configural vs. métrico χ2(60)=122,19; p<0,001; métrico vs. escalar χ2(112)=217,08; p<0,001].
Em relação às diferenças nos níveis médios dos escores, para a dimensão Padrões nenhum efeito foi significativo. Para a dimensão Ordem, houve um efeito principal significativo do sexo do respondente [F(1, 1.729)=4,77; p=0,029; η2=0,00] e uma interação significativa entre sexo e faixa etária [F(2, 1.729)=5,94; p=0,003; η2=0,01]. O post-hoc de Tukey sugere que houve diferenças significativas entre mulheres adultas emergentes e mulheres adultas jovens [ΔM=–2,26 (IC 95% –3,54 a –0,99); p=0,011; d=–0,23], mulheres adultas jovens e homens adultos jovens [ΔM=3,78 (IC 95% 1,63 a 5,90); p=0,005; d=0,38] e homens adultos jovens e mulheres adultas maduras [ΔM=–5,59 (IC 95% –8,65 a –2,10); p=0,024; d=–0,56]. Por fim, para a dimensão Discrepância, houve um efeito principal significativo da faixa etária [F(2, 1.729)=3,35; p=0,035; η2=0,00] e da interação entre sexo e faixa etária [F(2, 1.729)=3,37; p=0,035; η2=0,00]. O post-hoc de Tukey indicou que houve diferença apenas entre homens adultos emergentes e homens adultos maduros nos escores médios de Discrepância [ΔM=7,12 (IC 95% 2,65 a 10,57); p=0,036; d=0,71]. O padrão geral das médias pode ser visto na Figura S2 (Anexo), juntamente com todas as comparações par a par, nas Tabelas S3 e S4 (Anexo). Análises descritivas dos escores de acordo com sexo e faixa etária são apresentadas na Tabela 2.
Tabela 2 Descritivas dos escores médios nas dimensões da APS-R
Dimensão | Mulheres | Homens | |||||
---|---|---|---|---|---|---|---|
M | DP | n | M | DP | n | ||
Adultos emergentes | Padrões | 49,71 | 10,14 | 848 | 51,01 | 9,10 | 422 |
Ordem | 49,60 | 10,05 | 848 | 49,88 | 9,92 | 422 | |
Discrepância | 49,74 | 9,78 | 848 | 51,37 | 9,98 | 422 | |
Adultos jovens | Padrões | 49,51 | 10,71 | 284 | 49,24 | 11,02 | 123 |
Ordem | 51,86 | 9,48 | 284 | 48,08 | 10,33 | 123 | |
Discrepância | 49,46 | 9,70 | 284 | 50,13 | 11,66 | 123 | |
Adultos maduros | Padrões | 52,02 | 8,85 | 40 | 48,40 | 9,38 | 18 |
Ordem | 53,67 | 8,60 | 40 | 50,48 | 6,72 | 18 | |
Discrepância | 49,97 | 10,72 | 40 | 44,26 | 8,16 | 18 |
Os valores de percentil e escores T relativos aos escores brutos em Padrões, Ordem e Discrepância são apresentados na Tabela 3 e na Tabela 4. Os resultados estão organizados de acordo com as diferenças encontradas nas ANOVAS, considerando os efeitos principais e a interação entre sexo e grupo etário. Todas as combinações para conversão do escore bruto em percentis são apresentadas nas Tabelas S5 S6 S7 S8 S9 S10 (Anexo).
Tabela 3 Percentis e escores T para a dimensão Padrões
Total | z | T | |
---|---|---|---|
Média | 35,7 | 0 | 50 |
DP | 7,84 | 1 | 10 |
Percentil 10 | 25 | –1,36 | 36,35 |
Percentil 20 | 29 | –0,85 | 41,46 |
Percentil 30 | 32 | –0,47 | 45,29 |
Percentil 40 | 35 | –0,09 | 49,11 |
Percentil 50 | 37 | 0,17 | 51,66 |
Percentil 60 | 39 | 0,42 | 54,22 |
Percentil 70 | 41 | 0,68 | 56,77 |
Percentil 80 | 43 | 0,93 | 59,32 |
Percentil 90 | 45 | 1,19 | 61,87 |
Notas: n=1.735; z = escore padronizado (média=0, desvio padrão=1) correspondente ao escore bruto; T = escore padronizado (média=50, desvio padrão=10) correspondente ao escore bruto.
Tabela 4 Percentis e escores T para as dimensões Ordem e Discrepância
Sexo | Adultos emergentes | Adultos jovens | Adultos maduros | |||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
total | z | T | total | z | T | total | z | T | ||
Ordem | ||||||||||
Mulheres | Média | 20,81 | 0 | 50 | 21,87 | 0 | 50 | 22,73 | 0 | 50 |
DP | 4,74 | 1 | 10 | 4,47 | 1 | 10 | 4,06 | 1 | 10 | |
Percentil 10 | 14 | –1,44 | 35,65 | 16 | –1,31 | 36,87 | 17,0 | –1,41 | 35,89 | |
Percentil 20 | 17 | –0,80 | 41,98 | 18 | –0,87 | 41,34 | 19,0 | –0,92 | 40,82 | |
Percentil 30 | 18 | –0,59 | 44,08 | 20 | –0,42 | 45,81 | 21,3 | –0,35 | 46,49 | |
Percentil 40 | 20 | –0,17 | 48,30 | 21 | –0,20 | 48,05 | 23,0 | 0,07 | 50,68 | |
Percentil 50 | 21 | 0,04 | 50,41 | 23 | 0,25 | 52,52 | 24,0 | 0,31 | 53,14 | |
Percentil 60 | 23 | 0,46 | 54,63 | 24 | 0,48 | 54,75 | 25,0 | 0,56 | 55,61 | |
Percentil 70 | 24 | 0,67 | 56,74 | 25 | 0,70 | 56,99 | 25,0 | 0,56 | 55,61 | |
Percentil 80 | 25 | 0,88 | 58,85 | 26 | 0,92 | 59,23 | 25,8 | 0,76 | 57,58 | |
Percentil 90 | 27 | 1,31 | 63,06 | 27 | 1,15 | 61,46 | 27,9 | 1,28 | 62,76 | |
n | 848 | 848 | 848 | 284 | 284 | 284 | 40 | 40 | 40 | |
Homens | Média | 20,94 | 0 | 50 | 20,09 | 0 | 50 | 21,22 | 0 | 50 |
DP | 4,68 | 1 | 10 | 4,87 | 1 | 10 | 3,17 | 1 | 10 | |
Percentil 10 | 15 | –1,27 | 37,31 | 13,0 | –1,46 | 35,45 | 15,9 | –1,68 | 33,22 | |
Percentil 20 | 17 | –0,84 | 41,59 | 15,8 | –0,88 | 41,20 | 18,8 | –0,76 | 42,37 | |
Percentil 30 | 19 | –0,41 | 45,86 | 18,0 | –0,43 | 45,71 | 19,0 | –0,70 | 43,00 | |
Percentil 40 | 20 | –0,20 | 48,00 | 19,0 | –0,22 | 47,76 | 20,6 | –0,20 | 48,04 | |
Percentil 50 | 22 | 0,23 | 52,27 | 21,0 | 0,19 | 51,87 | 21,5 | 0,09 | 50,88 | |
Percentil 60 | 23 | 0,44 | 54,40 | 22,0 | 0,39 | 53,92 | 22,4 | 0,37 | 53,71 | |
Percentil 70 | 24 | 0,65 | 56,54 | 23,0 | 0,60 | 55,97 | 23,3 | 0,65 | 56,55 | |
Percentil 80 | 25 | 0,87 | 58,68 | 24,0 | 0,80 | 58,03 | 24,0 | 0,88 | 58,76 | |
Percentil 90 | 26 | 1,08 | 60,81 | 26,0 | 1,21 | 62,13 | 25,2 | 1,25 | 62,54 | |
n | 422 | 422 | 422 | 123 | 123 | 123 | 18 | 18 | 18 | |
Discrepância | ||||||||||
Mulheres | Média | 48,6 | 0 | 50 | 48,13 | 0 | 50 | 48,98 | 0 | 50 |
DP | 16,41 | 1 | 10 | 16,29 | 1 | 10 | 18 | 1 | 10 | |
Percentil 10 | 28 | –1,25 | 37,45 | 26,0 | –1,36 | 36,41 | 28,1 | –1,16 | 38,40 | |
Percentil 20 | 34 | –0,89 | 41,11 | 33,0 | –0,93 | 40,71 | 32,2 | –0,93 | 40,68 | |
Percentil 30 | 38 | –0,65 | 43,54 | 39,0 | –0,56 | 44,40 | 36,9 | –0,67 | 43,29 | |
Percentil 40 | 42 | –0,40 | 45,98 | 43,0 | –0,31 | 46,85 | 40,4 | –0,48 | 45,24 | |
Percentil 50 | 47 | –0,10 | 49,03 | 48,5 | 0,02 | 50,23 | 43,0 | –0,33 | 46,68 | |
Percentil 60 | 52 | 0,21 | 52,07 | 53,0 | 0,30 | 52,99 | 46,8 | –0,12 | 48,79 | |
Percentil 70 | 58 | 0,57 | 55,73 | 57,5 | 0,58 | 55,76 | 63,5 | 0,81 | 58,07 | |
Percentil 80 | 65 | 1,00 | 59,99 | 63,0 | 0,91 | 59,13 | 70,8 | 1,21 | 62,13 | |
Percentil 90 | 73 | 1,49 | 64,87 | 71,0 | 1,40 | 64,05 | 77,6 | 1,59 | 65,90 | |
n | 848 | 848 | 848 | 284 | 284 | 284 | 40 | 40 | 40 | |
Homens | Média | 51,33 | 0 | 50 | 49,25 | 0 | 50 | 39,39 | 0 | 50 |
DP | 16,75 | 1 | 10 | 19,57 | 1 | 10 | 13,7 | 1 | 10 | |
Percentil 10 | 30,0 | –1,27 | 37,26 | 22,0 | –1,39 | 36,08 | 24,0 | –1,12 | 38,77 | |
Percentil 20 | 35,0 | –0,98 | 40,25 | 32,0 | –0,88 | 41,19 | 26,4 | –0,95 | 40,52 | |
Percentil 30 | 40,0 | –0,68 | 43,23 | 35,2 | –0,72 | 42,82 | 28,7 | –0,78 | 42,20 | |
Percentil 40 | 45,0 | –0,38 | 46,22 | 41,6 | –0,39 | 46,09 | 35,2 | –0,31 | 46,94 | |
Percentil 50 | 52,0 | 0,04 | 50,40 | 52,0 | 0,14 | 51,40 | 37,5 | –0,14 | 48,62 | |
Percentil 60 | 57,0 | 0,34 | 53,38 | 56,0 | 0,34 | 53,45 | 39,0 | –0,03 | 49,72 | |
Percentil 70 | 62,0 | 0,64 | 56,37 | 61,0 | 0,60 | 56,00 | 43,1 | 0,27 | 52,71 | |
Percentil 80 | 67,4 | 0,96 | 59,59 | 68,2 | 0,97 | 59,68 | 55,2 | 1,15 | 61,54 | |
Percentil 90 | 73,0 | 1,29 | 62,94 | 75,6 | 1,35 | 63,46 | 58,6 | 1,40 | 64,02 | |
n | 422 | 422 | 422 | 123 | 123 | 123 | 18 | 18 | 18 |
Notas: z = escore padronizado (média=0, desvio padrão=1) correspondente ao escore bruto; T = escore padronizado (média=50, desvio padrão=10) correspondente ao escore bruto.
Para interpretação dos pontos brutos da APS-R, sugere-se a seguinte classificação: escores entre os percentis 10 e 20 são considerados baixos; escores entre os percentis 30 e 70 são moderados; escores acima do percentil 80 consideram-se altos. Essa é uma interpretação similar à apresentada para perfeccionismo em crianças (Oros & Vargas-Rubilar, 2016). Dessa forma, considerando os valores expostos na Tabela 3, uma pessoa que obteve o escore 37 em Padrões poderia ser classificada com nível moderado nessa dimensão do perfeccionismo. De forma semelhante, um homem com idade de 25 anos (adulto jovem) com um escore 69 em Discrepância poderia ser classificado com um escore alto de acordo com a Tabela 4.
Discussão
O objetivo principal deste estudo foi apresentar as primeiras normas da escala de perfeccionismo APS-R para adultos brasileiros. Para alcançar tal fim, como objetivos específicos, a estrutura interna e invariância quanto ao sexo foram primeiramente investigadas, considerando que, embora exista um estudo brasileiro prévio com evidências de validade e confiabilidade da APS-R (Soares et al., 2020), a amostra do presente estudo é maior e mais heterogênea, quanto à idade e à origem dos participantes. Os resultados encontrados neste estudo indicaram melhor ajuste do modelo com três dimensões (padrões, ordem e discrepância) e sem um fator geral, semelhante à proposta do artigo original de construção da escala (Slaney et al., 2001). Ainda, essa estrutura parece ser invariante quanto ao sexo, resultado semelhante ao encontrado por Kira et al. (2018), em estudo conduzido com estudantes universitários egípcios e falantes de árabe. É importante destacar que, embora alguns estudos confirmem a estrutura originalmente proposta para a escala com três dimensões (por exemplo, Arana et al., 2009, Diamantopoulou e Platsidou, 2014 e Sastre-Riba et al., 2016), outros estudos apontam estruturas diferentes, algumas delas com menos fatores (Bokhari & Shahed, 2019), e outros sugerem um maior número de fatores, a exemplo do estudo feito por Park (2009). As diferenças encontradas na estrutura fatorial da APS-R podem ser decorrentes tanto das diferenças na expressão do perfeccionismo entre as faixas etárias distintas incluídas nos vários estudos com o instrumento (adolescentes, adultos jovens e adultos mais velhos) quanto dos métodos de retenção de fatores e de estimação da estrutura da escala, tais como análises fatoriais exploratórias, confirmatórias e por componentes principais.
A fim de verificar se sexo e idade interferem nos níveis de perfeccionismo, para a criação das normas, diversas análises de comparação de grupos, para cada dimensão da APS-R, foram realizadas. Os resultados encontrados apontaram a existência de diferenças estatisticamente significativas entre homens e mulheres apenas para Ordem. Os estudos investigando diferenças em perfeccionismo entre homens e mulheres apresentam resultados contraditórios e pouco convergentes. Por exemplo, o estudo de Arana et al. (2009) com adultos argentinos apontou resultados, de certa forma, semelhantes aos encontrados no presente estudo, a saber: diferenças entre homens e mulheres apenas para Ordem e Padrões, mas não para Discrepância. Por outro lado, o estudo conduzido por Diamantopoulou e Platsidou (2014), com adultos gregos, sugeriu a inexistência de diferenças de sexo no perfeccionismo avaliado pela APS-R. Esses resultados discrepantes tornam possível levantar a hipótese de que as diferenças relacionadas ao sexo no perfeccionismo possam ser mais bem explicadas por fatores sociais específicos de cada cultura, considerando o impacto que tais fatores exercem no desenvolvimento e manutenção do perfeccionismo, como apontado por Curran e Hill (2019).
No que se refere às diferenças de faixa etária, os resultados encontrados nas comparações entre os grupos etários incluídos no presente estudo indicam a existência de diferenças significativas apenas para Discrepância. A tendência aponta certa estabilidade dos escores em mulheres e diminuição dos escores para homens adultos maduros. Existem poucos estudos que investiguem a tendência desenvolvimental dos níveis de perfeccionismo, especialmente do ponto de vista longitudinal (Smith et al., 2021). Em linhas gerais, parece haver um aumento dos níveis de perfeccionismo da infância para adolescência e desta para início da idade adulta (Curran & Hill, 2019), e uma diminuição em adultos mais velhos e idosos (Robinson et al., 2021). Essa característica parece acompanhar a tendência desenvolvimental do traço de personalidade conscienciosidade, que compartilha variância com a dimensão de esforços perfeccionistas (Smith et al., 2021), em que se observa que a conscienciosidade aumenta no final da adolescência e durante quase toda a idade adulta, com redução no final dessa idade, mais acentuadamente na terceira idade (Costa et al., 2019). Ademais, as pressões e expectativas sociais por resultados e desempenhos elevados, excelentes e cada vez mais inalcançáveis e por uma imagem e estilo de vida perfeitos, que parecem contribuir fortemente para o desenvolvimento do perfeccionismo, ficam mais evidentes com a entrada na adolescência e idade adulta (Curran & Hill, 2019; Damian et al., 2021), o que pode auxiliar numa provável explicação para a tendência encontrada. Especificamente falando dos resultados do presente estudo, algumas comparações foram feitas com um número pequeno de participantes (18 homens adultos maduros). Assim, o uso das tabelas de percentil para esses grupos deve ser feito com cautela.
Conclusão
O presente estudo apresenta algumas limitações. A amostra não contempla participantes das diferentes regiões brasileiras, com a maioria proveniente do Sudeste (MG e SP). Essa é uma limitação no que se refere à representatividade da amostra normativa, que deveria incluir, conforme sugestão prevista nas diretrizes para normatização de instrumentos psicológicos, desenvolvida pelo Conselho Federal de Psicologia e publicada na Resolução 31/2022 (CFP, 2022), participantes de ao menos duas regiões geopolíticas brasileiras. Contudo, não há motivos suficientes para prever uma diferença na estrutura fatorial do instrumento entre diferentes estados brasileiros, uma vez que distintos níveis de perfeccionismo poderiam ser encontrados, considerando que fatores sociais e culturais são importantes para se compreender a expressão do construto (Curran & Hill, 2019). Ainda, algumas faixas etárias ficaram com número reduzido de participantes quando a amostra foi subdividida para a realização de análises de controle de sexo e faixa etária, especialmente. Nesse sentido, entende-se que seria necessária a ampliação da amostra, com a inclusão de mais participantes com idades acima de 40 anos. Sugere-se, ainda, que a expansão das normas seja feita a partir da inclusão de grupos clínicos, o que possibilitaria a criação de pontos de corte para separação de grupos clínicos e não clínicos, os quais seriam úteis para aplicações profissionais diversas.
Não obstante as limitações identificadas, o presente artigo apresenta as primeiras normas, ainda que preliminares, com amostra populacional adulta, de uma escala multidimensional de perfeccionismo, num cenário nacional e internacional de escassez de estudos normativos dos principais instrumentos de avaliação deste construto. Tais normas facilitarão o uso da APS-R por profissionais de saúde mental no contexto clínico e favorecerão a realização de avaliações referenciadas ao grupo dos pacientes, bem como o monitoramento do progresso terapêutico. Ademais, o estudo contribuirá para a realização de novas pesquisas sobre o perfeccionismo na população brasileira, direcionadas, especialmente, para o levantamento da eficácia de protocolos de intervenção para tratamento dos aspectos disfuncionais do funcionamento perfeccionista.