A expressão “fenômeno do impostor” (FI) ou popularmente como ficou conhecida “síndrome do impostor” foi cunhada por Clance e Imes (1978) a partir da observação clínica de mulheres bem-sucedidas, acadêmica e profissionalmente, mas que não se sentiam capazes ou merecedoras de suas conquistas ou reconhecimento social e profissional. Ainda de acordo com as autoras, o FI está relacionado a experiências familiares iniciais e posteriormente à introjeção de papéis sociais estereotipados relacionados ao gênero feminino que levam a uma percepção distorcida sobre si mesmas e a uma atribuição de seu sucesso ao acaso ou a um erro no julgamento dos demais, consequentemente ao medo de serem descobertas como uma fraude ou impostora (Clance & Imes, 1978). Este último aspecto justifica o nome dado ao conjunto de características observadas e a denominação de FI, e tende a se manter mesmo em detrimento de evidências que comprovem a competência dessas mulheres.

Apesar de ter sido descrita originalmente em mulheres, estudos posteriores apontaram a possibilidade de existência de FI também no grupo de homens (Campos et al., 2022). Ainda, a literatura também observa ausência dessas prevalências quando o grupo investigado é segmentado, como, por exemplo, o universitário (Silva et al., 2023). Contudo, os estudos que contemplem o público geral, isto é, sem segmentos ou recortes populacionais específicos, observa-se maior incidência e intensidade no grupo das mulheres (Diniz et al., 2023).

Em termos de seu impacto na saúde, ainda que o FI não represente uma classificação nosológica ou diagnóstica, observa-se sua associação com diferentes tipos de sofrimento psicológico ou desfechos negativos em saúde. Em geral, os estudos realizados com estudantes universitários ou profissionais de diferentes áreas apresentam uma associação de FI e ansiedade e depressão (Campos et al., 2022; Clance & Imes, 1978), ideação suicida (Brennan-Wydra et al., 2021; Salana et al., 2020), características de personalidade (Silva et al., 2023) e burnout (Campos et al., 2022; Villwock et al., 2016). Adicionalmente, a FI parece estar inversamente relacionada ao bem-estar (Deshmukh et al., 2021; Sullivan & Ryba, 2020) e saúde geral ou mental (Campos et al., 2022).

Do ponto de vista comportamental, os autores relatam que pessoas com características de FI têm maiores chances de apresentar comportamentos desadaptados tais como dificuldade de delegar tarefas, procrastinação e autossabotagem (Bezerra et al., 2021; Molina et al., 2023). Esses comportamentos podem produzir efeitos deletérios, sobretudo no contexto acadêmico e profissional, reforçando e estabelecendo o ciclo vicioso do FI e seu consequente impacto negativo no desempenho profissional e saúde mental do indivíduo (Bezerra et al., 2021; Clance & Imes, 1978).

Dada a relevância do fenômeno estudado, isto é, do FI, e seu impacto na vida da pessoa acometida, ter medidas válidas e confiáveis para os diferentes contextos brasileiros é relevante para que se possa mapear de forma adequada o problema com vistas a descrevê-lo de forma mais assertiva para seu enfrentamento. A Clance Impostor Phenomenon Scale (Escala Clance do Fenômeno do Impostor- ECFI) tem sido utilizada internacionalmente para a avaliação dos indicadores desse fenômeno. Originalmente, a estrutura interna da ECFI apontava para a existência de três fatores, entretanto o refinamento da medida indicou a estabilidade fatorial quando havia um fator identificado (Clance & Imes, 1978; Langford & Clance, 1993). A estrutura unidimensional também foi identificada nos estudos realizados na Áustria (Jöstl et al., 2012), nos Estados Unidos (Simon & Choi, 2018) e no Brasil (Bezerra et al., 2021). O estudo brasileiro realizado por Bezerra et al. (2021) também encontrou uma estrutura unifatorial. Além disso, em todos esses estudos, o instrumento apresentou bons índices psicométricos, o que demonstra ser medida válida e confiável para avaliar o FI. Ainda no que diz respeito à estrutura fatorial da escala, é relevante indicar que Meurer e Costa (2021) identificaram dois fatores ao buscar evidências de validade baseadas na estrutura interna do instrumento em uma amostra de pós-graduandos da área de negócios. Portanto, parece haver ainda aprofundamentos que sejam necessários quanto a essa qualidade psicométrica do instrumento para a realidade brasileira.

Por essas razões, ainda que o estudo de Bezerra et al. (2021) aponte importantes contribuições sobre a adaptação e o funcionamento da ECFI em contexto brasileiro foi conduzido em amostra relativamente pequena e de região geográfica brasileira específica. Além disso, o estudo de Meurer e Costa (2021) , embora avance na representatividade amostral, aponta para outra estrutura que não a tradicionalmente identificada para o instrumento. Assim, dadas as limitações e a relativa falta de consenso quanto ao funcionamento da estrutura fatorial da escala no contexto brasileiro, o presente artigo propõe ampliar as evidências de validade da ECFI. De forma mais específica, o presente estudo pretende avaliar as evidências de validade da ECFI por meio da análise da estrutura interna assim como por meio de sua relação com variáveis externas e outros construtos tais como o bem-estar no modelo Perma, a autoestima, a ansiedade, a depressão e o distresse. Ainda, considerando o impacto de variáveis sociodemográficas na expressão do FI, também é objetivo deste estudo investigar a experiência do fenômeno em grupos com diferentes identidades de gênero.

Método

Participantes

Participaram deste estudo 620 pessoas com idades entre 18 e 81 anos (M = 28.35; DP = 12.94), que se identificaram como mulheres cisgênero (63.9 %), homens cisgênero (33.2 %), pessoas transgênero (.10 %), pessoas não binárias (.8 %) ou que preferiram não se identificar (.11 %). Com relação à identidade racial, que se identificaram como pretos (7.4 %), pardos (29.8 %), brancos (59.4 %), amarelos (2.6 %) e que preferiram não informar (.8 %). Das regiões Centro-Oeste (81 %), Nordeste (2.6 %), Norte (6.3 %), Sudeste (8.1 %) e Sul (.6 %) do Brasil.

Instrumentos

Foram utilizados os instrumentos descritos a seguir.

• Clance Impostor Phenomenon Scale. Utilizou-se a versão traduzida e adaptada para o contexto brasileiro da ECFI (Bezerra et al., 2021). A escala é composta de 20 itens que devem ser respondidos em uma escala Likert que varia entre 1 (“não me descreve”) e 5 (“descreve-me totalmente”). No estudo da adaptação brasileira, encontrou-se uma estrutura unifatorial que explicou entre 46.3 % (Estudo 1) e 57 % (Estudo 2) da variância total, e boa consistência interna (alfa de Cronbach acima de .90). A correção se dá por meio do somatório dos itens em que quanto maior a pontuação do respondente maior a manifestação do FI.

• Perma-Profiler. Aescala original (Butler & Kern, 2016) é composta de 23 itens de autorrelato pontuados de 0 a 10. Neste estudo, foi utilizada a versão adaptada por Fernandes et al. (2024). A medida é composta de 15 itens centrais que avaliam os componentes Perma e oito itens adicionais que avaliam emoções negativas, solidão, felicidade e percepção de saúde. A estrutura fatorial de cinco fatores correlacionados apresentou bons indicadores (χ2(80) = 10.61; CFI = .97; T LI = .96 RM- SEA = .06; SRMR = .03), bem como consistência interna satisfatória (emoções positivas α = .88; engajamento α = .72; relacionamentos α = .82; sentido e propósito α = .90; realizações α = .79). Para calcular o escore dos cinco componentes Perma, é realizada a média aritmética dos três itens de cada domínio. Emoções negativas e percepção de saúde são calculadas pela média aritmética dos três itens. Exemplo: (P1 + P2 + P3)/3 = escore do componente de emoções positivas. A felicidade e a solidão são avaliadas por um único item. Foi utilizada a versão adaptada da escala para adolescentes. Somente os dados dos cinco componentes principais do modelo Perma foram analisados.

• Kessler K-10. Para avaliar o distresse psicológico, foi utilizada a Escala de Sofrimento Psicológico de Kessler (K-10) adaptada para português pelos autores Peixoto et al. (2021) , para indivíduos com idades a partir de 14 anos. O instrumento é composto de 10 itens de autorrelato que avaliam o estresse emocional nos últimos 30 dias, pontuados em uma escala Likert de 5 pontos, em que 1 é “nunca” e 5, “o tempo todo”. O instrumento apresenta bons índices psicométricos e confiabilidade desejável (α = .87). Para interpretar a escala, deve-se somar todos os itens, e os escores mais altos significam níveis mais altos de angústia ou sofrimento psíquico. Devido à estrutura fatorial do instrumento, também pode-se conhecer os níveis de ansiedade e depressão separadamente. Ansiedade é a somatória dos itens 2, 3, 5 e 6. Depressão é a somatória dos itens 1, 4, 7, 8, 9 e 10.

• Escala de Autoestima de Rosenberg. Para avaliar a autoestima, foi utilizada a Escala de Autoestima de Rosenberg em sua versão brasileira validada por Hutz e Zanon (2011) . É uma escala tipo Likert composta de 10 afirmativas com respostas de 1 (“discordo totalmente”) a 4 (“concordo totalmente”). A escala apresenta bons indicadores de confiabilidade com alfa de Cronbach .70. Para obter o escore da escala, devese somar todos os itens. Contudo, os valores dos itens 3, 5, 8, 9 e 10 devem ser invertidos (1 = 4, 2 = 3, 3 = 2, 4 = 1).

Procedimentos

Após a condução dos trâmites éticos necessários (certificado de apresentação para apreciação ética 01259018.9.0000.0037). A amostra foi composta de conveniência e os participantes foram recrutados por meio de redes sociais. Disponibilizouse um link para que o participante acessasse os instrumentos. Ao acessá-lo, o participante recebia explicações quanto aos objetivos da pesquisa, ao tempo estimado para a colaboração, era destacada a importância de sua participação e tinha acesso ao termo de consentimento livre e esclarecido (TCLE). Ainda era reforçado que a participação era voluntária e assegurado o anonimato nas respostas assim como a possibilidade de retirada do consentimento em qualquer etapa do processo. Os participantes que concordaram em participar assinalavam o aceite no TCLE eram encaminhados para as páginas seguintes do formulário, em que eram solicitadas informações sobre suas características para a descrição e compreensão da amostra e eram apresentados os instrumentos. As escalas foram ordenadas no formulário da mesma maneira em que foram apresentadas na seção instrumentos, a saber: ECFI, Perma-Profiler, Kessler K-10 e Escala de Autoestima de Rosenberg. O tempo médio para a resposta dos instrumentos foi de 20 minutos. A coleta de dados foi realizada por meio da plataforma Google Forms. Esta pesquisa seguiu as recomendações constantes na Resolução 510/2016, do Conselho Nacional de Saúde.

Análise de dados

Para avaliar a estrutura fatorial da escala, foi conduzida uma análise fatorial confirmatória. Para isso, utilizou-se o software Mplus (Muthén & Muthén, 2017), com método de estimação Weighted Least Square. Para a interpretação dos resultados, foram adotados os seguintes índices de ajuste: χ2 (qui-quadrado), gl (graus de liberdade), RMSEA (Root-Mean-Square Error of Aproximation), CFI (Comparative Fit Index) e TLI (Tucker Lewis Index). Foi utilizado como parâmetro os seguintes valores: CFI e TLI ≥ .90, RMSEA valores ≤ .08 e χ2/gl ≤ 5 (Muthén & Muthén, 2017; Tabachnick & Fidell, 2019). A hipótese relacionada a esta análise envolveu a expectativa de identificação de uma estrutura unidimensional, haja vista resultados anteriores identificados por Bezerra et al. (2021) quando investigado o FI na população brasileira. Para a avaliação da consistência interna do instrumento, foi realizada a estimação do ômega de McDonald e alfa de Cronbach, obtido a partir do software Jamovi (2022) e confiabilidade composta por meio da Composite Reliability Calculator (Colwell, 2016). Para a interpretação dos coeficientes, foram adotados valores ≥ .70 como bons indicadores de precisão (Tabachnick & Fidell, 2019). Esperou-se que os valores identificados na amostra atendessem às expectativas da literatura (Bezerra et al., 2021).

Para a avaliação das evidências baseadas na relação com variáveis externas, foram realizadas análises de correlação de Pearson (r). Para a interpretação dos resultados, as correlações com r entre - .09 e .09 são interpretadas como nulas, r entre .10 e .29 pequenas, r entre .30 e .49 médias ou moderadas e r .50 e 1.0 fortes (Cohen, 1988). Para tanto, foi utilizado o software Jamovi (2022). Nessa avaliação das relações entre as variáveis, teve-se a expectativa de identificar resultados que apontassem para a relação negativa entre FI e bem-estar e entre FI e autoestima (Deshmukh et al., 2021). Além disso, levantou-se a hipótese de que haveria relação positiva entre FI e domínios de ansiedade, estresse e depressão (Campos et al., 2022; Clance & Imes, 1978).

Para investigar as possíveis diferenças na experiência do FI, entre adultos com diferentes identidades de gênero, foi realizada uma análise de variância de uma via (ANOVA-One Way). O pressuposto de homogeneidade de variância foi avaliado por meio do teste de Levene. Os resultados que indicam a homogeneidade da variância (p < .05) e, portanto, foi solicitada a avaliação de post-hoc por meio da técnica de Hochberg (Field, 2020). A investigação dessas variáveis se dá em função da hipótese de que mulheres apresentem pontuações mais elevadas nas medidas de FI em comparação a outros agrupamentos de gênero (Bezerra et al., 2021; Diniz et al., 2023).

Resultados

Os resultados relacionados à análise fatorial confirmatória apontaram para índices de ajustes razoáveis. Cabe destacar que o CFI e o TLI estão adequados conforme as orientações da literatura (Muthén & Muthén, 2017; Tabachnick & Fidell, 2019). Por sua vez, os índices relacionados ao χ² /gl e ao RMSEA mostraram-se limítrofes e acima das indicações da literatura. Aponta-se ainda que o χ² foi significativo (p = < .01). A Tabela 1 apresenta o detalhamento dos resultados desta análise. Em seguida, foram observadas as cargas fatoriais dos itens. As cargas variaram entre .40 e .87. Não foram observadas cargas inferiores a .30, ou mesmo, cargas negativas. Por sua vez, os índices de confiabilidade observados mostraram-se superiores a .90, o que indica boa consistência dessa solução fatorial. A Tabela 2 apresenta as cargas fatoriais dos itens da escala, bem como os indicadores de confiabilidade.

Tabela 1
Índices de ajuste a partir da análise fatorial confirmatória

Modelo	χ2	gl	χ2 /gl	CFI	TLI	RMSEA (90 % CI)
Um fator	1051.637	170	6.18	955	.950	.091 (.086- .097)

Tabela 2
Cargas fatoriais dos itens da ECFI e medidas de consistência interna

Itens	Carga
1. Muitas vezes, tive sucesso em um teste ou tarefa mesmo com medo de não me sair bem antes de entendê-la.	.488
2. Eu posso dar a impressão de que eu sou mais competente do que eu realmente sou.	.592
3. Eu evito avaliações se possível e tenho pavor de ser avaliado(a).	.671
4. Quando as pessoas me elogiam por algo que eu realizei, temo que não serei capaz de corresponder às suas expectativas em relação a mim no futuro.	.845
5. Às vezes, acho que obtive minha posição atual ou obtive meu sucesso atual porque estava no lugar certo na hora certa ou conhecia as pessoas certas.	.689
6. Eu tenho medo de que as pessoas importantes pra mim possam descobrir que eu não sou tão capaz quanto elas pensam que sou.	.838
7. Eu tendo a me lembrar de situações nas quais eu não fiz meu melhor, mais do que situações em que fiz meu melhor.	.752
8. Eu raramente faço um projeto ou tarefa tão bem quanto eu gostaria de fazer.	.695
9. Às vezes, eu sinto e acredito que meu sucesso (na vida pessoal, trabalho ou estudos) é resultado de algum tipo de erro.	.734
10. É difícil para mim aceitar elogios sobre minha inteligência ou minhas realizações.	.776
11. Às vezes, sinto que meu sucesso foi devido a algum tipo de sorte.	.804
12. Às vezes, sinto-me decepcionado(a) com minhas realizações atuais e acho que deveria ter realizado muito mais.	.716
13. Às vezes, tenho medo de que os outros descubram o quanto de conhecimento ou habilidade realmente me falta.	.867
14. Geralmente temo que eu possa falhar em uma nova tarefa ou empreendimento embora eu geralmente faça bem aquilo que tento.	.801
15. Mesmo quando obtenho alguma conquista e sou reconhecido(a) por isso, tenho dúvidas se sou capaz de repetir o sucesso.	.875
16. Recebo muitos elogios e reconhecimento por algo que realizei, tendo a desconsiderar a importância do que fiz.	.739
17. Frequentemente comparo minha habilidade com aqueles que me cercam e acho que eles possam ser mais inteligentes do que eu.	.780
18. Às vezes, me preocupo em não conseguir me sair bem em um projeto ou em um exame/prova, embora outras pessoas próximas tenham confiança que eu vou me sair bem.	.736
19. Se eu estou para receber uma promoção no trabalho ou ser reconhecido por algo, eu hesito em falar para as outras pessoas até que isso de fato aconteça.	.400
20. Eu me sinto mal e desencorajado se eu não for “o melhor” ou pelo menos “muito especial” em situações que envolvam realizações.	.631
ω de McDonald	.943
α de Cronbach	.942

Em seguida, foram observados os resultados referentes à relação entre as variáveis selecionadas para este estudo. Os dados obtidos pela medida de FI apresentaram coeficientes de correlação significativos com todas as demais variáveis (Tabela 3). Foram negativas as relações entre FI e medidas de bem-estar e de autoestima, os coeficientes de correlação variaram entre - .28 e - .71. Por sua vez, foram positivas as correlações entre FI e variáveis de adoecimento (Kessler K-10), que variaram entre .55 e .66. Destaca-se ainda que outras correlações significativas foram observadas na relação entre as demais variáveis.

Tabela 3
Correlação de Pearson entre ECFI e variáveis externas

Nota. ** A correlação é significativa no nível .01. Variáveis 2 a 6: bem-estar, Perma-Profiler. Variáveis 8 a 10: Kessler K-10.

	1	2	3	4	5	6	7	8	9
1. ECFI	-
2. Emoções positivas	-.47**
3. Engajamento	-.28**	.63**
4. Relacionamentos	-.34**	.73**	.49**
5. Propósito	-.46**	.79**	.61**	.68**
6. Realização	-.38**	.63**	.63**	.54**	.69**
7. Autoestima	-.71**	.68**	.44**	.49**	.65**	.55**
8. Ansiedade	.55**	-.45**	-.21**	-.30**	-.36**	-.26**	-.55**
9. Depressão	.64**	-.63*	-.35**	-.45**	-.54**	-.39**	-.70**	.70**
10. Distresse	.66**	-.61**	-.32**	-.43**	-.51**	-.37**	-.69**	.87**	.95**

Em seguida, buscou-se compreender se haveria diferenças na variância das médias entre os agrupamentos de gênero (Tabela 4). Do ponto de vista dos dados descritivos, observou-se que a média geral dos participantes (n = 620) foi 55.36 (DP = 18.79). A partir das informações indicadas no questionário sociodemográfico, realizaram-se três agrupamentos: mulheres cisgênero (n = 396), homens cisgênero (n = 206) e diversidade de gênero (n = 18). Esse agrupamento foi realizado buscando favorecer o potencial das análises de variância. Após isso, observou-se que o grupo que apresentou médias mais elevadas em comparação aos demais foi o de diversidade de gênero, seguido pelo grupo de mulheres. A análise da variância indicou a presença de diferenças significativas na comparação dos grupos. A análise de post hoc apontou para diferença significativa na comparação entre o grupo mulheres cisgênero e homens cisgênero. Maiores informações são apresentadas na Tabela 4.

Tabela 4
Comparação entre médias a partir do gênero

Nota. * Pessoas transgênero e pessoas não binárias.

Variável	Gênero	N	Média	DP	F	p	Post hoc	p
	a. Mulher	396	57.56	19.30			a X b	< .01
Escala de Clance	b. Homem	206	50.56	16.71	10.812	< .01	b X c	.65
	c. Diversidade de gênero*	18	61.83	20.00			a X c	.07

Discussão

O FI é um construto relativamente recente que surgiu a partir da experiência profissional de duas psicólogas clínicas (Clance & Imes, 1978). Dado o impacto da presença dessa experiência na vida dos indivíduos, notadamente, no aumento da frequência de sintomas depressivos, ansiosos e estressores (Brennan-Wydra et al., 2021; Campos et al., 2022; Deshmukh et al., 2021) estratégias de identificação da presença desse fenômeno foram desenvolvidas. Nesse cenário, contar com medidas válidas e confiáveis é importante ferramenta para se acessar o fenômeno e planejar ações voltadas para a prevenção e para o tratamento. Assim, buscando ampliar as compreensões sobre as qualidades psicométricas da ECFI, o presente estudo foi conduzido contando com a ampliação e a diversificação da amostra de participantes, assim como acrescentando informações sobre a relação com variáveis associadas ao desfecho diante do FI.

Assim como observado nos estudos previamente citados, a estrutura interna da ECFI analisada por meio da análise fatorial confirmatória sugere a estabilidade unidimensional do conjunto de itens. Cabe ponderar que os índices de ajustes relacionados ao χ² /gl e ao RMSEA foram limítrofes e superiores àqueles indicados na literatura (Muthén & Muthén, 2017; Tabachnick & Fidell, 2019). Portanto, os achados apresentados devem ser considerados com parcimônia. E, por essa razão, sugere-se que outros esforços sejam empregues a fim de compreender a estrutura interna da ECFI no contexto nacional.

Quando tomados os resultados relacionados às cargas fatoriais e à consistência interna da escala, os resultados apontam para a adequação tanto dos itens quanto da confiabilidade. Cabe destacar que os valores das cargas fatoriais são adequadas e corroboram aquelas já identificadas nos estudos austríaco, estadunidense e brasileiro. Semelhantemente, os valores de consistência interna identificados para a amostra de participantes no presente estudo foram superiores a .90 concordando com os achados de pesquisadores nacionais e internacionais (Bezerra et al., 2021; Clance & Imes, 1978; Jöstl et al., 2012; Langford & Clance, 1993; Simon & Choi, 2018). Cabe ainda refletir que, em estudo anterior, realizado por Meurer e Costa (2021) , outra estrutura fatorial foi identificada, a saber de dois fatores, porém a amostra selecionada para o estudo voltava-se para pós-graduandos brasileiros da área de negócios. Portanto, é possível levantar a hipótese de que, para esse segmento da população, o FI possa apresentar peculiaridades que não são replicadas na população geral dadas as características da função e do trabalho na área específica. Portanto, o conjunto dessas informações, considerando os resultados obtidos pelos presente estudo, embora sejam notadas fragilidades, indicam a estabilidade da estrutura interna e a adequação dos itens em uma amostra brasileira e ampliada corroborando achados relatados em outros estudos.

No processo histórico de investigação do FI, diferentes pesquisadores identificaram a relação entre a presença de características do fenômeno e desfechos negativos de saúde e de sofrimento psicológico (Brennan-Wydra et al., 2021; Campos et al., 2022; Salana et al., 2020). Os resultados observados apontam para os achados presentes na literatura ao indicarem relações negativas, de fracas a fortes entre os escores da ECFI e as medidas de bem-estar e de autoestima. Dados semelhantes foram identificados por Deshmukh et al. (2021) e por Sullivan e Ryba (2020) . No estudo de Deshmukh et al. (2021), ao investigar a presença da frequência do FI em radiologistas, observou-se que 83 % (n = 25) dos participantes tinham altos níveis de burnout e prejuízos na autovalia profissional e no bem-estar. Por sua vez, Sullivan e Ryba (2020) identificaram relações importantes entre a presença de experiências relacionadas ao FI e a diminuição da saúde mental de estudantes da residência do curso de Farmácia.

Ainda no que diz respeito à relação entre o FI e outras variáveis, foi possível observar correlações positivas, moderadas e altas entre os escores de FI e as variáveis de sofrimento psicológico (ansiedade, depressão e estresse). Esses achados concordam com aqueles identificados por Campos et al. (2022) por ocasião da investigação de características relacionadas ao FI e à presença de sintomatologia depressiva. Ao observar os escores de 425 participantes em medidas de FI e de depressão, os autores identificaram correlação positiva, moderada e significativa entre os referidos escores. Assim, pode-se afirmar que os resultados obtidos no presente estudo são coerentes com os achados relatados na literatura especializada. Também é possível afirmar que esses resultados acrescentam informações sobre as evidências de validade baseadas na relação com variáveis externas da ECFI. Diante desses achados, podemos afirmar que a identificação de características relacionadas ao FI pode colaborar para a promoção da saúde mental e do bem-estar, assim como prevenir o adoecimento decorrente dessas experiências de sofrimento.

Outro dado observado no presente estudo referese ao aprofundamento da compreensão da experiência do FI em diferentes agrupamentos de gênero. Inicialmente, as pesquisas apontavam para maior experiência do fenômeno em mulheres (Clance & Imes, 1978). É possível que os desafios relacionados aos papéis sociais e à inserção da força de trabalho feminina no mercado, assim como à luta por espaços dignos e justos às profissionais tenham agravado as vivências que as fizessem sentir como fraudes em suas tarefas laborais e incapazes de reconhecer suas conquistas em suas áreas de atuação (Parkman, 2016). Ainda que seja possível observar avanços na direção da igualdade de gênero em oportunidades de trabalho, a hipótese inicial das investigações relacionadas ao FI mantêm-se estáveis.

Na amostra de participantes do presente estudo, houve média bruta maior para o grupo de voluntários que se reconhecem como não binários, transgêneros e que preferiram não realizar a identificação de gênero. Entretanto, a diferença da análise da variância dos dados entre os grupos apontou para a diferença significativa para a comparação entre o grupo de mulheres e de homens, com maior experiência do FI para o grupo de mulheres. Esse dado concorda com os achados relatados na literatura (Clance & Imes, 1978; Diniz et al., 2023; Parkman, 2016) e avança ao identificar o sofrimento dessa natureza em grupos com experiências diversas de gênero. Embora os dados para essa população não tenham se mostrado significativos, notam-se maiores médias brutas para esse grupo. Portanto, sugere-se que estudos futuros tenham foco maior no aprofundamento das experiências relacionadas ao FI junto a essa população.

Ainda, é importante refletir que, embora a literatura seja consistente em afirmar a maior prevalência do FI em mulheres, existem estudos, tais como o de Silva et al. (2023) , que não têm identificado diferenças significativas e que sugerem uma prevalência mais uniforme na população. Estudos que se voltem para o aprofundamento dessa questão são relevantes e necessários, dada a importância de que a justiça social seja promovida nos processos avaliativos, sobretudo no que se refere à testagem (Zanini et al., 2022). Portanto, ainda que os resultados desta investigação sugiram maior presença de FI no grupo feminino, tal como mencionado, há aspectos em outros agrupamentos que devem ser considerados e investigados em pesquisas futuras.

Referências

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Notes

Author notes

Correspondências referentes a este manuscrito devem ser enviadas à Daniela Sacramento Zanini. Correio eletrônico: dazanini@yahoo.com