Empirical Articles

Análise Fatorial da Versão Portuguesa da Escala de Avaliação da Aparência de Derriford (DAS-24)

Factorial Validity of the Derriford Appearance Scale (DAS-24) Portuguese Version

José Carlos da Silva Mendes*ab, Maria João Figueirascd, Helena Moreirae, Tim Mossf

Resumo

Objetivo: As preocupações com a aparência têm vindo a ter um crescente interesse ao nível da investigação. Pretende-se avaliar a validade fatorial e a fiabilidade da Escala de Avaliação da Aparência de Derriford (DAS-24) na população portuguesa.

Método: Quinhentos e oito sujeitos, participaram neste estudo, utilizando uma amostra por conveniência. Os participantes responderam a questões sociodemográficas, questões relacionadas com o investimento esquemático da aparência e a autoconsciência da aparência.

Resultados: A DAS-24 apresentou um bom índice de consistência interna (α = 0,91). Através dos resultados obtidos na análise fatorial confirmatória (AFC), apresenta um ajustamento aceitável (χ2/df = 2,5; GFI = 0,912; CFI = 0,925; TLI = 0,909; RMSEA = 0,054; p [rmsea ≤ 0,05] = 0,130).

Conclusão: A DAS-24, na população portuguesa, apresenta-se psicometricamente robusta na avaliação da autoconsciência da aparência, tornando-se uma escala aplicável e aceitável da versão original.

Palavras-Chave: autoconsciência da aparência, escala de avaliação, DAS-24

Abstract

Aim: There has been a considerable interest in research on concerns about appearance The aim of this study is to assess the factorial validity and reliability of the Derriford Appearance Scale (DAS-24) in the Portuguese population.

Method: Five hundred and eight subjects participated in this research, using a convenience sample. Participants were asked to fill a set of questionnaires containing socio demographic questions, and questions related to investment schematic appearance and self-consciousness of appearance.

Results: The DAS-24 presented good internal consistency (α = .91). The Confirmatory Factor Analysis of the DAS-24, presents an acceptable (χ2/df = 2.5; GFI = .912, CFI = .925, TLI = .909, RMSEA = .054, p [rmsea ≤ .05] = .130).

Conclusion: The Portuguese version of the DAS-24, is psychometrically robust in evaluate self-consciousness of appearance.

Keywords: self-consciousness of appearance, rating scale, DAS-24

Psychology, Community & Health, 2016, Vol. 5(1), doi:10.5964/pch.v5i1.128

Received: 2014-11-09. Accepted: 2016-02-10. Published (VoR): 2016-03-24.

Handling Editor: Marta Marques, CIPER, Faculty of Human Kinetics, University of Lisbon, Lisbon, Portugal; ISPA – Instituto Universitário, Lisbon, Portugal

*Corresponding author at: Rua do Outeiro, 11, 9630-310 Santana – Nordeste, Ilha de São Miguel, Açores. Phone: 914713030. E-mail: josemendes@intelecto.pt

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Introdução [TOP]

A definição de imagem corporal (IC) requer uma longa linha no tempo, sendo Seymours Fisher um dos maiores autores da década 90 (Cash & Pruzinsky, 2004). São vários os psicólogos, médicos, filósofos, entre outros profissionais, que têm teorizado sobre a natureza e significado da IC, desenvolvendo várias perspetivas. No entanto, Cash e Pruzinsky (2004) reforçam que a imagem corporal tem um papel essencial na compreensão da experiência humana, influenciando a qualidade de vida. Estes autores reconhecem a complexidade envolvida no constructo da imagem corporal pela sua multidimensionalidade, apontando que a falta de integração teórica e empírica dentro das disciplinas que estudam a imagem corporal levam a uma desconexão entre as atitudes e os sentimentos com o corpo.

A IC é um conceito multifacetado, descrevendo-se por uma figuração do próprio corpo que inclui as perceções e as atitudes (Cash, 2004) sobre a sua aparência, e como se sente em relação ao seu corpo (El Ansari, Clausen, Mabhala, & Stock, 2010). O conceito da IC desenvolve-se através da componente afetiva (ansiedade e outras emoções relacionadas com o corpo), da componente cognitiva (crenças, interpretações e atribuições com o corpo), da componente comportamental (avaliação do corpo através do espelho ou na interação com outros) e da componente da satisfação global subjetiva da avaliação da imagem corporal, em termos de satisfação (Cash & Smolak, 2012).

Existem evidências de que temos uma tendência inata a preocuparmo-nos com a nossa aparência, tornando-nos fascinados pelo rosto, examinando a nossa aparência milhares de vezes ao longo da vida (Rumsey & Harcourt, 2005). Berscheid (1981) menciona que a atração física tem um papel fundamental durante a infância e a vida adulta. As preocupações com a imagem corporal durante a infância têm implicações importantes não só para os níveis de autoestima, como para o funcionamento psicossocial da criança (Clark & Tiggemann, 2008), podendo ter um impacto no self e no funcionamento social (Smolak, 2012), em que a insatisfação com o corpo é normalmente identificada no início da idade adulta (Tiggemann & Slevec, 2012). Clark e Tiggemann (2008) consideram a adolescência um período sensível, durante o qual a imagem corporal e o autoconceito ainda estão em desenvolvimento. Cordeiro (2008) menciona que o corpo tem um poder significativo e um valor inestimável na relação com os outros e com o próprio, muitas vezes no domínio da insatisfação ou negação com o próprio corpo.

Têm sido vários os estudos que utilizaram a Escala de Avaliação da Aparência de Derriford (DAS-24) na avaliação das preocupações com a aparência. Por exemplo, um estudo de Harris e Carr (2001) descreve que a prevalência da preocupação física com a aparência é maior em mulheres até 60 anos de idade e em homens mais jovens, no entanto, estes autores defendem que a preocupação com a aparência é generalizada na população em geral. Moss e Carr (2004) demonstraram que diferentes formas de ajustamento poderiam ser um produto de esquemas cognitivos. Estes autores mencionam que a variação do ajustamento psicológico à aparência é influenciada pela formação do autoconceito. Um estudo de Moss e Harris (2009) demonstrou que indivíduos que se submeteram a uma cirurgia sem alteração na aparência comparados com indivíduos que se submeteram a uma cirurgia reconstrutiva e de estética demonstraram fortes melhorias nas dificuldades emocionais e comportamentais relacionadas com as preocupações com a aparência. Perante a existência de uma alteração da aparência (desfiguramento), o grau de sofrimento psicológico que resulta dessa alteração é tanto maior quanto a gravidade percebida pelo indivíduo (Moss, 2005) e pela perceção do seu suporte psicossocial (Brown, Moss, & Bayat, 2010).

Preocupações com a aparência na vida diária, podem afetar o bem-estar psicológico, influenciando o quotidiano (e.g. problemas de interação social, isolamento, relutância em participar em atividades sociais, dificuldade em estabelecer relações íntimas, etc.). A aparência é muito importante para a atividade social e os relacionamentos interpessoais, sendo a preocupação com a aparência duas vezes maior entre as mulheres do que entre os homens (Harris & Carr, 2001). Estudos mencionam alguma dificuldade na aceitação da autoimagem devido às mudanças físicas no corpo e em particular na face, tendo um efeito significativo no self (Rumsey & Harcourt, 2005). Bell, Mieth, e Buchner (2015) defendem que os indivíduos fazem inferências sobre a personalidade das pessoas somente pela aparência facial.

A elevada preocupação com a aparência em muitas sociedades tem sido alvo de atenção pela comunidade científica, focando a insatisfação com o corpo na maioria dos jovens e adultos de todas as idades (Rumsey & Harcourt, 2012), existindo algumas limitações de instrumentos adequados para a avaliação da aparência (Carr, Harris, & James, 2000). A DAS-24, entre outros instrumentos, pode ajudar a compreender como o indivíduo perceciona a sua aparência e a sua imagem corporal (Mendes & Figueiras, 2013). Um estudo de Moss e Harris (2009) permitiu perceber a importância deste instrumento na avaliação da melhoria das dificuldades emocionais e comportamentais relacionadas com a aparência, quando os indivíduos eram sujeitos a intervenção cirúrgica.

A versão original da Escala de Avaliação da Aparência de Derriford (DAS-24), composta por 59 itens, foi desenvolvida por Carr e colaboradores em 2000, pela necessidade de compreender os problemas da aparência e quais as estratégias terapêuticas mais eficazes na intervenção sobre os níveis da autoconsciência da aparência (Carr, Moss, & Harris, 2005). A DAS-59 identificou um constructo que reflete a autoconsciência geral da aparência em mais quatro dimensões: autoconsciência da aparência em situações sociais; autoconsciência das características sexualmente significativas do corpo; baixa autoestima; e autoconsciência das características faciais. Sendo a escala altamente homogénea, mede um constructo subjacente que os autores chamaram de autoconsciência da aparência (Carr et al., 2000).

A DAS é considerada uma nova escala de avaliação que mede a resposta de indivíduos que vivem com problemas de aparência, tendo como objetivo avaliar o sofrimento e as dificuldades sentidas com a aparência. Carr e colaboradores (2000) apresentam boa validade de constructo pela mudança das pontuações médias entre a população clínica de pré-operatório e pós-operatório (101,8-56,9; t = 515,6; p < 0,001) e a população normal (101,8-53,1; t = 528,5; p < 0,001).

A DAS-24 (Carr et al., 2005) é a versão reduzida da DAS-59 (Carr et al., 2000), instrumento válido e fiável para a avaliação do stress, dificuldades encontradas em indivíduos com problemas de aparência e autoconsciência da aparência. Pode ser administrado em populações clínicas e não-clínicas e facilita a pesquisa e tomada de decisão clínica (Carr et al., 2005).

Esta medida torna-se importante para que os profissionais de saúde possam obter um maior conhecimento sobre os níveis de angústia vivenciados pelos indivíduos com problemas na sua aparência. É importante reconhecer e valorizar o ambiente sociocultural do indivíduo de forma a orientar a tomada de decisão e a prática no contexto clínico (Carr et al., 2000, 2005)

Método [TOP]

Participantes [TOP]

Participaram neste estudo 188 homens (37%) e 320 mulheres (63%), com idades compreendidas entre os 17 anos e 89 anos (M = 38,17; DP = 14,82), sendo apresentada a idade dos participantes em 6 classes com um intervalo de 12 anos. A maioria dos participantes tem ensino superior (40,2%), com um estatuto socioeconómico considerado médio (57,5%), em que 52% de todos os participantes vivem em meio urbano e 46,3% em meio rural. A maioria dos participantes tem o estado civil de casado ou vive em união de facto (53,0%) (Tabela 1).

Tabela 1

Caraterização da Amostra

Características sociodemográficas Frequências
n %
Classe de idades (anos)
17-29 182 35,8
30-41 120 23,6
42-53 122 24,0
54-65 64 12,6
66-77 14 2,8
78-90 6 1,2
Género
Homem 188 37,0
Mulher 320 63,0
Residência
Urbano 268 52,8
Rural 240 47,2
Estado civil
Solteiro 196 38,6
Casado/União de facto 269 53,0
Separado/Divorciado 19 3,7
Viúvo 24 4,7
Escolaridade
Ensino primário 59 11,6
Ensino básico 94 18,5
Ensino secundário 133 26,2
Ensino universitário 204 40,2
Pós-Graduação 18 3,5
Nível socioeconómico
Baixo 186 36,6
Médio 292 57,5
Elevado 30 5,9

Procedimentos [TOP]

A presente amostra (n = 508) foi recolhida através de um questionário on-line (n = 161) e a restante amostra por conveniência (n = 347). Para que os questionários pudessem ser divulgados on-line, os mesmos foram estruturados e disponibilizados no software de formulários Google Docs, disponível para se responder publicamente na internet através de um link destinado às respostas dos participantes, que seriam registadas em formato eletrónico, agilizando o processo de tratamento de dados e salvaguardando a confidencialidade dos dados. A divulgação foi realizada através de contatos de e-mail disponíveis na internet (empresas públicas e privadas, associações, entre outros) e através de redes sociais (Facebook) em que se solicitava a divulgação do estudo pela rede de contactos. A amostragem por conveniência iniciou-se na cidade de Coimbra, em que era solicitado a vários indivíduos a resposta aos questionários e a possibilidade de os mesmos indicarem outros indivíduos com idade igual ou superior a 17 anos para a participação no estudo.

De forma a serem comparadas as correlações do Item-Total da versão portuguesa da DAS-24 e a versão original da DAS-24, procedeu-se à citação dos valores mencionados no artigo original (Carr et al., 2005).

Instrumentos [TOP]

DAS-24 [TOP]

A DAS-24 (Carr et al., 2005) é um instrumento com um total de 24 itens, respondidos numa escala tipo Likert e 6 questões adicionais, que permite medir a autoconsciência da aparência. Os 24 itens têm o objetivo de avaliar a forma como o indivíduo se sente e se comporta relativamente ao aspeto que o incomoda, sendo cotados através das seguintes opções de resposta: 1 = Nada, 2 = Ligeiramente, 3 = Moderadamente, e 4 = Extremamente, ou de 0 = N/A (não aplicável), 1 = Nunca/Quase nunca, 2 = Às vezes, 3 = Frequentemente, e 4 = Quase Sempre. As 6 questões adicionais descrevem-se pela questão da existência de algum aspeto da aparência que preocupa o indivíduo, três questões abertas e duas questões que pretendem avaliar até que ponto o aspeto da aparência do indivíduo causa dor/desconforto ou o limita na capacidade física, no seu quotidiano.

ASI-R [TOP]

O Inventário de Esquemas sobre a Aparência – Revisto (The Appearance Schemas Inventory – Revised) [ASI-R] (Cash, Melnyk, & Hrabosky, 2004; Nazaré, Moreira, & Canavarro, 2010) é composto por 20 itens de autorresposta, respondidos numa escala de tipo Likert que varia entre 1 = Discordo fortemente e 5 = Concordo fortemente. É composto por dois fatores (saliência auto-avaliativa e saliência motivacional) e pretende avaliar o investimento esquemático na aparência (Cash, 2003). A versão portuguesa do instrumento (Nazaré et al., 2010) apresenta características psicométricas idênticas à versão original (α = 0,89).

Análise Estatística [TOP]

Recorrendo ao software SPSS21 e AMOS21, analisou-se o alpha (α) de Cronbach de forma a avaliar a correlação entre os itens, que permite aferir a medição do mesmo constructo teórico. De forma a quantificar a intensidade e a direção da associação entre as variáveis dos instrumentos DAS-24 e ASI-R utilizou-se o coeficiente de correlação de Pearson (r).

Com o propósito de estudar a estrutura fatorial procedeu-se à análise fatorial confirmatória (AFC), com a estimação de máxima verosimilhança. A qualidade de ajustamento global do modelo fatorial foi feita pelo teste Qui-quadrado de Ajustamento (χ2), sendo o modelo aceitável quando χ2/g.l. é inferior a 5; e de acordo com os índices Comparative Fit Index (CFI), Goodness of Fit Index (GFI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Incremental Fit Index (IFI), sendo considerado um bom ajustamento quando os índices são próximos do valor de 1 e o RMSEA apresenta valores de referência inferiores a 0,05 (Marôco, 2014).

A fiabilidade compósita (FC) e a variância extraída média (VEM) foram avaliadas através das fórmulas (Marôco, 2014):

Resultados [TOP]

Fiabilidade [TOP]

A versão portuguesa da DAS-24 apresenta um bom índice de consistência interna (α = 0,91), idêntico ao índice de consistência interna da escala original (α = 0,92), podendo estimar uma boa fiabilidade dos dados obtidos, sendo esta afetada pela precisão do instrumento.

Ao verificar a intensidade da associação entre a DAS-24 e as dimensões da ASI-R, verificam-se níveis de intensidade fraca entre a DAS-24 e a dimensão Saliência Motivacional e uma moderada associação com a dimensão Saliência Auto-Avaliativa (Tabela 2).

Tabela 2

Correlação entre a DAS-24 e as Dimensões da ASI-R

DAS-24 Saliência: Auto-Avaliativa Saliência: Motivacional M (DP)
DAS-24 34,18 (12,30)
Saliência: Auto-Avaliativa 0,53** 33,06 (5,73)
Saliência: Motivacional 0,23** 0,46** 23,86 (3,00)

**p < 0,01.

Análise Fatorial Exploratória [TOP]

Para verificar o padrão de correlações existentes entre os itens, procedeu-se a uma AFE, pelo método de análise de componentes principais, com rotação Varimax e forçada a um fator. A medida de KMO verificou homogeneidade das variáveis, o que se mostra adequado à amostra em análise (KMO = 0,93). O teste de esfericidade de Bartlett (χ2(276) = 4474,81; p = 0,001), indica que as correlações entre os itens são suficientes para a realização da análise. O valor das correlações item-total varia entre 0,22 e 0,76 (Tabela 3). Verificaram-se correlações item-total moderadas na maioria dos itens (> 0,50 - < 0,80) e correlações fracas (< 0,50) no item 8 (0,23), item 15 (0,22), item 20 (0,22) e item 24 (0,39).

Tabela 3

Comparação das Correlações do Item-Total da DAS-24 Versão Portuguesa e Item-Total da DAS-24 Versão Original

Item Descrição do Item Correlação: Item-Total (r) Correlação: Item-Total Versão Original: (r)
1 Sentimento de confiança 0,58 0,51
2 Sentimento de angústia 0,70 0,72
3 Sentir-se irritável em casa 0,69 0,72
4 Sentir-se magoado(a) 0,66 0,67
5 Autoconsciência afeta o trabalho 0,66 0,46
6 Inquietação na praia 0,75 0,60
7 Juízo de valor da aparência 0,59 0,50
8 Sentir-se feminino/masculino 0,23 0,57
9 Autoconsciência da aparência 0,76 0,67
10 Sentir-se irritado 0,59 0,63
11 Utilização de gestos (ocultar) 0,49 0,56
12 Evitar vestuários comuns 0,50 0,60
13 Sentir angústia nos hipermercados 0,49 0,50
14 Sentir-se rejeitado 0,64 0,66
15 Evitar despir-se frente ao parceiro 0,22 0,58
16 Angustiado na prática de desportos 0,64 0,53
17 Fechar-se 0,62 0,63
18 Preocupar-se por não vestir roupas favoritas 0,63 0,64
19 Sentir-se angustiado em encontros sociais 0,66 0,68
20 Sentir-se normal 0,22 0,64
21 Afetar vida sexual 0,60 0,65
22 Evitar sair de casa 0,48 0,48
23 Angústia quando comentam a aparência 0,70 0,61
24 Evitar cafés/restaurantes 0,39 0,53

Análise Fatorial Confirmatória [TOP]

A AFC da estrutura da DAS-24 apresenta índices de qualidade de ajustamento considerados sofríveis (χ2/df = 4,7; GFI = 0,80) a fracos (CFI = 0,79; TLI = 0,77; RMSEA = 0,09; p [rmsea ≤ 0,05] < 0,001), sendo que a regressão e as variâncias de todos os itens são significativas (p = 0,001). Tendo-se verificado um ajustamento considerado sofrível, procedeu-se à análise dos índices de modificação através do refinamento do modelo pelas maiores covariâncias apresentadas pelo índice de modificação obtido (Figura 1).

Figura 1

Modelo Modificado de Análise Fatorial Confirmatória da DAS-24 (X2lgl = 2,467; CFI = 0,93; GFI = 0,91; RMSEA = 0,054; n = 508).

Ao modificar o modelo pelos erros estimados (maior covariância), o modelo apresenta os seguintes índices de qualidade de ajustamento: χ2/df= 2,5; GFI = 0,91; CFI = 0,93; TLI = 0,91; RMSEA = 0,05; p [rmsea ≤ 0,05] = 0,130. No primeiro modelo, o índice absoluto (χ2/df = 4,6) é considerado aceitável (< 5). A avaliação da qualidade do modelo (índices absolutos e índices relativos) indica um mau ajustamento (GFI = 0,80; CFI = 0,79; TLI = 0,77), sendo considerado um ajustamento considerável quando superior a 0,90; no entanto o RMSEA = 0,09 [0,08; 0,10] refere ser um modelo medíocre (Marôco, 2014). Segundo Marôco (2014), apesar de o modelo apresentar um mau ajustamento, pode proceder-se à reespecificação do modelo pela correlação dos erros. Após a reespecificação do modelo pela correlação dos erros de medida nos itens (1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 9, 10, 13, 14, 15, 16, 17, 18, 21, 22, 23 e 24), foi possível uma qualidade de ajustamento considerada boa (χ2/df = 2,5; GFI = 0,91; CFI = 0,93; TLI = 0,91; RMSEA = 0,05; p [rmsea ≤ 0,05] = 0,13).

Através dos pesos fatoriais estandardizados do modelo simplificado, calculou-se a fiabilidade compósita C, que se revelouadequada (0,91), e a VEM, um indicador da validade convergente dos fatores, que se revelou baixa (0,31).

A Tabela 4 revela que existem diferenças estatisticamente significativas entre os grupos de idades (F(5,49) = 8,17; p < 0,001).

Tabela 4

Diferenças em Relação à DAS-24 Entre os Diferentes Grupos de Idade

Classe de Idades n M DP
17-29 181 37,88 13,27
30-41 118 35,09 12,75
42-53 120 30,29 9,53
54-65 62 29,57 9,65
66-77 10 32,20 11,90
78-90 1 31,00 -
Total 492 34,18 12,30

Nota. F(5,49) = 8,17; p < 0,001.

Relativamente ao género, não se verificam diferenças estatisticamente significativas entre o sexo masculino e o sexo feminino (Tabela 5).

Tabela 5

Diferenças em Relação à DAS-24 entre Participantes do Sexo Masculino e Feminino

Masculino
Feminino
t p
n M DP n M DP
185 33,07 12,60 307 34,85 12,08 0,13 0,72

Discussão [TOP]

Segundo Carr e colaboradores (2000), a autoconsciência geral da aparência trata-se de um conjunto de fatores/avaliações que os indivíduos têm sobre si próprios em diversas dimensões, nomeadamente: autoconsciência da aparência em situações sociais; autoconsciência das características sexualmente significativas do corpo; baixa autoestima; e autoconsciência das características faciais. Assim, a presente escala tem como constructo subjacente a medição do constrangimento ou da inibição com a aparência, através de questões que focam as emoções negativas de medo, ansiedade social, vergonha, afeto negativo, e a resposta comportamental face ao meio social.

No presente estudo, uma análise de componentes principais foi conduzida nos 24 itens da versão portuguesa da DAS-24 numa amostra de 508 participantes, apresentando uma boa consistência interna (α = 0,91), indo ao encontro das conclusões da versão original com um alfa de Cronbach de 0,92 (Carr et al., 2005). Na análise fatorial exploratória dos 24 itens que constituem o instrumento verificou-se homogeneidade das variáveis (KMO = 0,93), apresentando correlações moderadas na maioria dos itens (0,5 ≤ r ≤ 0,8), à exceção dos itens 8, 15, 20, 22 e 24 que apresentam uma correlação fraca (0,1 ≤ r ≤ 0,5), no entanto, nos itens 8 - Até que ponto se sente feminino/masculino e 20 - Até que ponto se sente normal, as correlações são muito baixas, sendo que estas questões causaram alguma dúvida quanto ao seu significado. As baixas correlações dos itens 15, 22 e 24, em comparação com a versão original da escala pode justificar-se pelas diferenças socioculturais, uma vez que estes itens estão relacionados com a interação/exposição social (Carr et al., 2005).

Na amostra em estudo, os resultados vão ao encontro de outros estudos, dado que as crenças relacionadas com a aparência são influenciadas por fatores culturais, estéticos, ou pressões do grupo de pares influenciam a formação do autoconceito (Clark & Tiggemann, 2008; Rosser, Moss, & Rumsey, 2010; Rumsey & Harcourt, 2005). Clark e Tiggemann (2008) mencionam também que variáveis biológicas, como o índice de massa corporal (IMC), e as influências socioculturais (e.g., televisão, revistas, conversas sobre a aparência) poderão ser os fatores responsáveis pela influência nas variáveis psicológicas (internalização das ideias de aparência, esquemas da aparência) e na criação da imagem corporal (estima pelo corpo, desejo de magreza).

Procedeu-se a uma AFC recorrendo à testagem do primeiro modelo de equação estrutural que apresentou índices de qualidade do ajustamento sofríveis, pelo que, através da modificação dos erros estimados pela maior covariância, os níveis de qualidade de ajustamento melhoraram.

Na amostra em estudo, foram encontradas diferenças estatisticamente significativas, corroborando-se estes dados com muitos estudos enunciados na literatura. Slevec and Tiggemann (2010) menciona que existe uma maior preocupação com a aparência em indivíduos novos e de meia-idade. Um estudo menciona existirem maiores preocupações com a aparência em idades inferiores a 20 anos de idade e uma menor preocupação com a aparência após os 30 anos de idade (El Ansari et al., 2010). Estas diferenças podem estar relacionadas com os meios de comunicação que fornecem informações relevantes em relação a determinadas normas sociais (Ashikali, Dittmar, & Ayers, 2014; Hargreaves & Tiggemann, 2009), uma vez que a televisão está correlacionada com a internalização de ideias específicas sobre a aparência (Clark & Tiggemann, 2008).

Relativamente ao género, não foram encontradas diferenças estatisticamente significativas. Um estudo avaliou a perceção da imagem corporal que homens e mulheres têm num contexto íntimo, não tendo sido encontradas diferenças estatisticamente significativas (Boyes, Fletcher, & Latner 2007). Ainda assim, quando são apresentadas imagens idealizadas em anúncios, os níveis de ansiedade e vergonha com o corpo aumentam, afetando negativamente a imagem corporal das mulheres (Monro & Huon, 2005). Os distúrbios alimentares, a diminuição da autoestima e a diminuição de atividades de lazer, são influenciadas pelo sentimento negativo que o individuo tem da sua imagem corporal (Liechty, Freeman, & Zabriskie, 2006). A conversação sobre a aparência predominante na vida de homens adultos tem uma influência sociocultural importante na insatisfação com o corpo masculino (Hargreaves & Tiggemann, 2009; Jankowski, Diedrichs, & Halliwell, 2014).

Ainda não é claro quais os fatores que influenciam o processo de ajustamento à aparência, sendo extensa a lista de variáveis que determinam as diferenças individuais, uma vez que o impacto psicossocial da aparência é complexo e parece inapropriado medir-se somente por um ou dois elementos isolados (Rumsey & Harcourt, 2005).

Por último, é importante atender às limitações do presente estudo, especificamente ao número reduzido de participantes e por ser constituída por uma amostra não clinica. De forma a permitir uma maior generalização dos resultados, sugere-se em futuros estudos, a aplicação da presente escala numa amostra com indivíduos que apresentem um desfiguramento facial/alteração da IC.

Financiamento [TOP]

Os autores não têm qualquer financiamento a declarar.

Conflito de Interesses [TOP]

Os autores declaram que não existem quaisquer conflitos de interesses.

Agradecimentos [TOP]

Os autores não têm quaisquer apoios a declarar.

Referências [TOP]

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