Si bien el perfeccionismo (en sus dimensiones positivas y negativas) y la ansiedad frente a los exámenes se han estudiado por separado en el contexto universitario, ha sido relativamente escaso el aporte conjunto realizado al respecto en la bibliografía actual a pesar de existir evidentes vínculos conceptuales entre ambos. Teniendo en cuenta la existencia de medidas validadas y fiables en Argentina acerca de ambos constructos, se procedió a investigar dicha relación en una muestra de 102 estudiantes (86 mujeres) a través de un análisis de regresión lineal múltiple. Los resultados indicaron que la dimensión negativa del perfeccionismo, operacionalizada como discrepancia, obtuvo una capacidad predictiva del 38% en la variabilidad de la ansiedad frente a los exámenes. Las dimensiones positivas de perfeccionismo, a su vez, no demostraron capacidad explicativa. Estos resultados son discutidos en términos conceptuales y se sugieren aplicaciones clínicas de los mismos.
Perfectionism (adaptive and maladaptive) and test anxiety have been studied separately in the university realm, and there is a paucity of published research examining their relationship, despite evident conceptual links. Since valid and reliable instruments for assessing both constructs are available in Argentina, the relationship between perfectionism and test anxiety was investigated in a sample of 102 students (86 females) through multiple linear regression analysis. Results indicated that the negative dimension of perfectionism, operationalised as a discrepancy, yielded a predictive capacity of 38% in the variability of test anxiety. However, the positive dimensions of perfectionism showed no explanatory power. These results are discussed in terms of their conceptual and clinical implications.
El contexto universitario es uno de los campos relevantes para el estudio del perfeccionismo dado que allí se observan las características más salientes de este rasgo de la personalidad. En él confluyen la alta competitividad, la exigencia personal de los estudiantes y diversas presiones externas para obtener un desempeño exitoso. Algunos especialistas, de hecho, informan que el perfeccionismo está representado en al menos las dos terceras partes del alumnado universitario (Rice y Slaney, 2002; Suddarth y Slaney, 2001) por lo que estudios en este tipo de población son de particular interés.
La perspectiva actual acerca del perfeccionismo concuerda en que es un constructo caracterizado por aspectos positivos y negativos (Lo y Abbott, 2013). La dimensión positiva está representada por un deseo por la excelencia o la consecución de altos estándares de desempeño, mientras que la dimensión negativa está representada en preocupaciones excesivas acerca de no poder alcanzar esas excesivas metas autoimpuestas o la discrepancia al observar la brecha entre los estándares logrados y deseados (véase Stoeber y Otto, 2006, para una revisión). Teniendo en cuenta que el perfeccionismo es un fenómeno multidimensional, numerosos autores han informado los efectos disfuncionales del perfeccionismo en estudiantes universitarios. En este sentido, se demuestra un impacto negativo en el rendimiento académico objetivado en indicadores como, por ejemplo, la postergación de situaciones de examen (Blankstein, Dunkley y Wilson, 2008), el abandono de metas (Wang, Slaney y Rice, 2007) y un sentimiento de autoeficacia deteriorado (Yao, 2009). Aún más, considerando que el perfeccionismo puede actuar como predictor de trastornos depresivos (Sherry, Hewitt, Flett y Lee-Baggley, 2007; Zuroff, Blatt, Sanislow, Bondi y Pilkonis, 1999), algunos autores sugieren que las situaciones académicas funcionarían como estresores específicos que incrementan la vulnerabilidad de los estudiantes perfeccionistas hacia dichos trastornos (Enns, Cox, Sareen y Freeman, 2001).
No obstante, también se pueden indicar aspectos en donde el perfeccionismo demuestra ser beneficioso en contextos académicos. Es así que también está asociado a un buen desempeño durante la carrera (Slaney, Ashby y Trippi, 1995), la búsqueda de logros, la organización del trabajo (Frost, Marten, Lahart y Rosenblate, 1990), y la motivación académica en sí misma (Miquelon, Vallerand, Grouzet y Cardinal, 2005).
Dentro de las variables que contribuyen al malestar psicológico en los estudiantes universitarios, la ansiedad frente a los exámenes ocupa un lugar de gran interés para los investigadores. Bodas, Ollendick y Sovani (2008), por ejemplo, mencionan 15 países en donde se ha estudiado el tema, y es de suponer que este número ha ascendido ostensiblemente durante la última década (Stöber y Pekrum, 2004). La ansiedad frente a los exámenes (AE) es la respuesta emocional que las personas presentan en una situación en la cual sus aptitudes son evaluadas. La característica definitoria de tal reacción es la preocupación recurrente por el posible fracaso y sus consecuencias aversivas para la autoestima, minusvaloración social y pérdida de algún beneficio esperado (Gutiérrez-Calvo, 1996). Zeidner (1998), en su revisión integral sobre el tema, fue uno de los primeros autores contemporáneos que mencionaron al perfeccionismo como mecanismo explicativo de algunos estudiantes que poseen AE, indicando individuos que si bien obtenían un óptimo rendimiento académico, toleraban altos niveles de malestar psicológico a la hora de rendir en un examen. El modelo de reducción de la eficiencia (Eysenck y Gutierrez-Calvo, 1993; Gutiérrez-Calvo, 1996), en este sentido, postula que existe una autorregulación ejecutiva que hace que el estudiante active la preocupación como mecanismo cognitivo de alerta cuando existen dificultades para el logro de las metas y, de esta manera, activa recursos auxiliares (e.g., mayor esfuerzo y tiempo de estudio) para la consecución de las mismas a expensas de la eficiencia en el proceso mismo de estudio. Esto explicaría por qué hay individuos con ansiedad elevada pero buen rendimiento en el examen. Así y todo, a pesar de que tanto esta como otras teorías contemporáneas (e.g., teoría motivacional de Elliot y McGregor, 1999; teoría de control atencional de Eysenck, Derakshan, Santos y Gutierrez-Calvo, 2007), no incluyen explícitamente el rol del perfeccionismo (ni sus dimensiones) dentro de una explicación más amplia, surgieron trabajos empíricos indagando acerca de la relación entre ambos constructos. Stoeber, Feast y Hayward (2009), por ejemplo, hallaron que el perfeccionismo socialmente prescrito –dimensión negativa de perfeccionismo similar a la de discrepancia– es la única forma de perfeccionismo que se relaciona con la AE. Yildirim, Dilek, Yalcin y Baydan (2008) encontraron en estudiantes turcos que el perfeccionismo, junto con el desempeño académico, el sexo y el apoyo social percibido, predecían la AE. Besharat (2003) obtuvo un resultado similar, indicando que en las estudiantes mujeres la relación perfeccionismo-AE tiene mayor relevancia. En esta misma línea, Eum y Rice (2011) encontraron que los estudiantes que poseen una alta AE tienden a ser mujeres que tienen un perfeccionismo disfuncional y metas orientadas hacia la evitación. Este último trabajo ha sido el único, desde nuestro entendimiento, que utilizó la escala Almost Perfect Scale-Revised (APS-R) (Slaney, Rice, Mobley, Trippi y Ashby, 1996) como medida multidimensional de perfeccionismo. De manera similar a otros países, la APS-R fue adaptada lingüística y conceptualmente para habla hispana en la Argentina (Arana, Scappatura, Lago y Keegan, 2006) con propiedades psicométricas satisfactorias (Arana, Keegan y Rutsztein, 2009). A pesar de que existen otras escalas multidimensionales de perfeccionismo adaptadas al castellano (Carrasco, Belloch y Perpiñá, 2010; Rodríguez-Campayo, Rojo-Moreno, Ortega-Toro y Sepúlveda, 2009), la APS-R no solo posee especificidad en diferenciar explícitamente los componentes negativos y positivos del perfeccionismo, sino que también ha sido pensada para utilizarse en el entorno universitario.
Por consiguiente, el objetivo de este trabajo es realizar un aporte en la clarificación de la relación entre las dimensiones del perfeccionismo y la AE en una muestra de universitarios argentinos. Dado que no existen estudios previos sobre este tema tanto en habla hispana así como tampoco específicamente en Latinoamérica, el alcance de este estudio es exploratorio y, por lo tanto, no propone hipótesis explícitas. Así y todo, basado en investigaciones anglosajonas, se supone que es posible encontrar relación en alguno de los dos componentes del perfeccionismo (estándares elevados y discrepancia) y la ansiedad frente a los exámenes en estudiantes.
MétodoParticipantesLa muestra estuvo compuesta por 102 estudiantes (86 mujeres y 16 de varones). La edad media fue de 26,61 (DE=5,65), y osciló entre un mínimo de 22 y un máximo de 52 años. El muestreo fue incidental y fue recolectado en una universidad pública urbana de Argentina. Los alumnos pertenecieron al ciclo de formación profesional de la licenciatura en Psicología, por lo que se encontraban cercanos a la culminación de su ciclo universitario. Dadas las características exploratorias del estudio, los criterios de inclusión y exclusión se redujeron, respectivamente, a pertenecer a la carrera y no estar en el momento de la evaluación cursando otras carreras en paralelo.
InstrumentosCuestionario sociodemográfico. Creado ad hoc, el mismo contó con detalles demográficos para caracterizar la muestra en términos generales (edad y sexo) como particulares al quehacer académico (año de cursada, momento de la carrera, finales pendientes y promedio percibido). El formato de respuesta para estos datos fue nominal y cada número de categorías correspondió específicamente a cada variable demográfica a evaluar (se puede requerir el detalle del tipo de respuesta específico de este cuestionario al primer autor).
Escala casi perfecta-revisada (APS-R; Slaney et al., 1996; adaptación argentina: Arana et al., 2009). Esta escala está compuesta por 23 reactivos distribuidos en tres subescalas: altos estándares (α=0,75, con siete ítems referidos a la predilección por elegir altos estándares de desempeño), orden (α=0,74, con cuatro ítems referidos al interés por el orden y la pulcritud) y discrepancia (α=0,91, con 12 ítems referidos al grado en que los individuos perciben la distancia entre sus metas deseadas y obtenidas). Presenta formato de respuesta de tipo Likert con siete opciones, indicando grado de acuerdo con las afirmaciones. Los valores de confiabilidad y la estructura factorial se han reproducido de manera similar a la escala original (Arana et al., 2009). La APS-R ha sido diseñada para evaluar el aspecto bidimensional del constructo en estudiantes universitarios sin depender de sesgos psicopatológicos que poseen otras escalas multidimensionales de perfeccionismo (Enns y Cox, 2002), y ha sido adaptada a diferentes contextos culturales manteniendo su estructura factorial y fiabilidad (Gilman, Ashby, Sverko, Florell y Varjas; 2005; Öngen, 2009; Van Yperen y Hagedoorn, 2008).
Adaptación argentina del inventario alemán de ansiedad frente a los exámenes (GTAI-A; Heredia, Piemontesi, Furlan y Hodapp, 2008). Esta escala contiene 28 ítems (α=0,90) de respuesta tipo Likert con 5 opciones (de 1=casi nunca a 5=casi siempre), distribuidos en cuatro subescalas que evalúan diferentes dimensiones de la ansiedad frente a los exámenes: preocupación (α=0,87, con nueve ítems referidos a las consecuencias negativas de rendimiento insuficiente), interferencia (α=0,74, con cinco ítems referidos a cogniciones que interfieren en la situación de evaluación independientemente del contenido de las mismas), emocionalidad (α=0,88, con ocho ítems referidos a la percepción de la activación fisiológica), y falta de confianza.
(α=0,86, con seis ítems acerca de la confianza sobre el propio rendimiento y autocontrol durante la situación de examen). Para este estudio se utilizó la puntuación total de la escala, que evalúa ansiedad frente a los exámenes de manera global. Dado que este es un primer trabajo exploratorio, se consideró la evaluación global unidimensional en lugar de una evaluación pormenorizada a través de sus distintas dimensiones. Se destaca, de todas formas, que este instrumento puede ser utilizado tanto en su puntuación total como desagregada en sus dimensiones y la decisión recae en si se requieren evaluar aspectos globales o específicos de la AE. El lector interesado puede recurrir a Arana y Furlan (2016) para indagar acerca de la relación entre las distintas dimensiones de AE y perfeccionismo.
Por otra parte, los indicadores de confiabilidad de los instrumentos calculados para este estudio se detallan en la tabla 1. Como puede observarse, los valores fueron similares y casi idénticos a los estudios originales y de validación de las escalas aquí descritas.
Correlaciones, confiablidad, medias y desvíos estándares de la muestra
| Variables | Correlaciones | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| M | DE | 1 | 2 | 3 | 4 | α | |
| 1. Altos estándares | 35,19 | 5,77 | – | 0,71 | |||
| 2. Orden | 19,35 | 4,38 | 0,39*** | – | 0,71 | ||
| 3. Discrepancia | 41,16 | 14,03 | 0,23* | 0,09 | – | 0,92 | |
| 4. Ansiedad exámenes | 77,83 | 19,88 | 0,24* | 0,21* | 0,60*** | -- | 0,89 |
DE: desviación estándar; M: media
Los participantes fueron reunidos en aulas donde se les entregó el protocolo compuesto por los dos inventarios y un cuestionario sociodemográfico, previa lectura de un consentimiento informado en donde se brindó información relevante sobre la investigación así también como sobre el carácter confidencial de la misma. Todos los encuestados dieron su consentimiento por escrito para participar voluntariamente de la investigación. Las evaluaciones fueron realizadas en un mismo día, durante el horario de clase, y tomaron un tiempo aproximado de 18 min. Los estudiantes no obtuvieron ningún tipo de crédito o compensación por su colaboración anónima.
Análisis de datosPreviamente, se procedió a depurar la base de datos en función de potenciales casos perdidos y/o atípicos, así como también se chequeó la normalidad de los datos y los supuestos propios del análisis de regresión múltiple (homocedasticidad, autocorrelación, normalidad de los residuos, linealidad). Se realizó posteriormente un análisis del tamaño muestral necesario para demostrar un efecto, así como también la potencia estadística. Para el análisis estadístico de los datos se utilizó, en primer lugar, un análisis de correlación producto-momento de Pearson, controlando el error tipo I a través de una corrección de Bonferroni en función del número de variables intercorrelacionadas en la matriz de datos. En segundo lugar, se utilizó un método de regresión lineal múltiple, entrando simultáneamente las dimensiones positivas (altos estándares y orden) y la dimensión negativa (discrepancia) como variables predictoras. Se reportaron los coeficientes no estandarizados, sus tipificaciones, así como las correlaciones semiparciales cuadráticas tal como se recomienda en Hair, Anderson, Tatham y Black (1999). Por último, se evaluaron también potenciales covariables a controlar, tales como el sexo y la edad.
Los análisis principales fueron realizados con el software SPSS versión 18 en castellano. Para la detección de la potencia estadística y tamaño muestral adecuado, se utilizó el software Power and Precission versión 4.
ResultadosAnálisis preliminar de los datosDatos perdidos y casos atípicos. Se encontró un 6,9% de datos perdidos para la variable altos estándares, por lo que se procedió a verificarla. Los resultados no significativos de las pruebas t, junto al estadístico MCAR de Little permitieron concluir que esta variable no poseía una pérdida sesgada de datos, X2 (gl=3)=5.512, p<1,00, por lo que se los imputó con el algoritmo E-M. No se detectaron casos atípicos para el conjunto de variables evaluadas.
Normalidad. Para verificar el supuesto de normalidad, se utilizó la prueba K-S. Todas las variables presentaron una distribución normal, dado que ninguna de ellas resultó significativa para el estadístico Z de dicha prueba.
Sexo y edad. Antes de comenzar con los análisis previstos la literatura previa sugería verificar si existían diferencias para las variables a estudiar en cuanto al sexo y la edad. Mediante una prueba t para muestras independientes se comprobó que no hubo diferencias para el sexo. En cuanto a la edad, se correlacionó mediante el coeficiente de Pearson con el resto de las variables propuestas y tampoco se detectó ninguna asociación significativa en el conjunto de variables.
Supuestos modelo de regresión. Para este apartado se utilizaron los procedimientos sugeridos por Chica-Olmo y Frías-Jamilena (2000), y los de Hair et al. (1999):
Homocedasticidad. La observación del gráfico de los residuos estudentizados no evidenció ninguna pauta de aumento o disminución de los mismos, por lo que indica homocedasticidad. Adicionalmente, se realizó una regresión auxiliar para cada variable independiente tomando los residuos elevados al cuadrado como variable dependiente (prueba de Park). Dado que los coeficientes arrojaron resultados no significativos, se confirmó la observación hecha en los gráficos.
Autocorrelación. El test de Durbin-Watson arrojó un puntaje de 2,13, situándose así entre los parámetros que indican no autocorrelación de los residuos (puntajes cercanos a 2 son los de menor autocorrelación).
Normalidad de residuos. Se realizó un examen visual de los gráficos de probabilidad normal de los residuos. Dado que todos estos gráficos indicaron valores que se sitúan a lo largo de la diagonal, sin alejamientos sustanciales, se consideró cumplido este supuesto.
Linealidad. Se evaluó a través de los gráficos de regresión parcial y de residuos. Para cada variable se observó un cumplimiento del supuesto de linealidad. Dado que en casos de multicolinealidad a veces el modelo resulta significativo pero no así sus coeficientes, se utilizó el proceso en dos partes sugerido por Hair et al. (1999). En el mismo, se identifican los índices de condicionamiento, que representan la colinealidad de las combinaciones de variables. Valores entre 15 y 30 son las candidatas a la segunda verificación. En este conjunto de datos no se identificó ningún índice superior a 30, pero sí uno con un valor dentro del umbral (17,74), por lo que se procedió a identificar dentro de esos índices de condicionamiento aquellas variables cuyas proporciones de varianza estuvieran por encima del 90%. En este caso, no se dio ninguna variable con esa proporción para el índice identificado, por lo que se pudo suponer ausencia de multicolinealidad.
Análisis de la potencia estadística y tamaño muestral. El número de casos en la muestra se determinó mediante los cálculos de la potencia del estudio asegurando así un tamaño muestral adecuado. En primer lugar, se consideró obtener un ratio mínimo de 20 observaciones por cada variable independiente introducida (en este caso 3, por lo que se ponderó un mínimo de 60 observaciones). En segundo lugar, se consideró la potencia estadística. La potencia de la regresión múltiple se refiere a la probabilidad de detectar como significativo un nivel de R2 para un nivel de significación especificado y un tamaño de muestra especificado. Considerando el tamaño muestral sugerido, a un nivel de significación de α=0,01, utilizando entre 2-5 variables independientes, el mínimo R2 que se podría encontrar es de 0,16 para una potencia de 0,80 (Hair et al., 1999). Se procuró, por lo tanto, obtener un mínimo de 60 estudiantes para esta muestra.
Análisis de correlaciones y modelo de regresión lineal múltipleDe acuerdo con las correlaciones obtenidas, se observó que las dimensiones de perfeccionismo correlacionaban con AE, aunque solamente discrepancia presentó la significación más exigente y el tamaño de efecto más fuerte después de la corrección de Bonferroni (tabla 1).
Se consideró, de todas maneras, que las variables de perfeccionismo positivo (altos estándares y orden), al estar correlacionadas con la variable dependiente, podrían llegar a influir en la predicción de la misma, por lo que se las incluyó en la ecuación del modelo de regresión múltiple. Dicho análisis permitió concluir que solamente discrepancia tuvo capacidad predictiva sobre AE, aportando un 38% de la varianza. Las otras variables carecieron de capacidad predictiva. A su vez, el incremento en la discrepancia, predijo un incremento (B=0,81) en AE. Esto significa que por cada unidad que se incremente la puntuación en discrepancia, aumentará un 0,81 en ansiedad frente a los exámenes. A su vez, los coeficientes semiparciales al cuadrado permitieron ver el aporte individual de cada variable a la varianza total de la variable dependiente. Como puede observarse en la tabla 2, junto al resto del modelo y los coeficientes, el aporte que realizaron las variables ligadas al perfeccionismo positivo fue casi nulo. En síntesis, la discrepancia predijo exclusivamente cambios significativos en la ansiedad frente a los exámenes.
Modelo de regresión lineal de dimensiones de perfeccionismo y ansiedad frente a los exámenes
| Variables | Ansiedad frente a los exámenes | ||||
|---|---|---|---|---|---|
| B | de B | IC para B | B | sr2 | |
| Discrepancia | 0,81* | 0,12 | 0,58-1,04 | 0,57 | 0,31 |
| Altos estándares | 0,20 | 0,31 | -0,41-0,81 | 0,06 | 0,00 |
| Orden | 0,59 | 0,40 | -0,18-1,36 | 0,13 | 0,01 |
| R2 | 0,38 | ||||
| F | 20,33* | ||||
gl para F=3, 99; sr2=correlación semiparcial al cuadrado; B: coeficiente de regresión parcial no estandarizado; B: coeficiente Beta (coeficiente de regresión parcial estandarizado); F: estadístico.
Por último, dado que finalmente se encontró un tamaño de efecto mayor (R2=0,38) que el estipulado en el análisis a priori de la potencia del estudio, se volvió a calcular la potencia del estudio. Se establecieron los nuevos parámetros (el R2 observado, el número de predictores, el tamaño muestral, y un α fijado en 0,01), dando como resultado una potencia estimada de 0,99. Esto significa que la probabilidad de que sea verdadera la predicción es de 99%.
DiscusiónEl propósito general de este estudio fue el de investigar la relación entre las dimensiones de perfeccionismo y la ansiedad frente a exámenes en una muestra de estudiantes universitarios que se encontraban realizando la carrera de Psicología en la Argentina. Los resultados permiten concluir que existió una asociación significativa entre ambas variables. En concreto, y después de los ajustes estadísticos, se encontró que una parte al menos de la ansiedad en una situación de examen se puede explicar a través de la posesión de un estilo de personalidad autoevaluativo excesivamente crítico y negativo. En mayor detalle, un 38% de la variabilidad de la ansiedad ante exámenes se explicó por la discrepancia, cifra que está dentro del rango clasificado como satisfactorio para las ciencias sociales (Cohen, Cohen, West y Aiken, 2003). En primer lugar, por lo tanto, podría indicarse que cuando los estudiantes poseen un perfeccionismo negativo, existiría una mayor tendencia a que sientan reacciones cognitivas y fisiológicas de ansiedad durante un examen, en comparación con otros estudiantes sin ese nivel de autocrítica. Desde una apoyatura en la teoría de la reducción de la eficiencia (Gutiérrez-Calvo, 1996), el perfeccionismo disfuncional plantearía un desafío a la misma, ya que los estudiantes que poseen este rasgo no solamente activarían la preocupación para responder a la distancia entre el contenido estudiado y por estudiar sino que al poseer estándares de desempeño más elevados que la media y una autocrítica más severa dicha brecha se ensancharía, redundando en un ideal difícil de alcanzar y un mecanismo autopunitivo de autoevaluación altamente sensible a cualquier tipo de falla al respecto. Más aún, teniendo en cuenta que estudiantes perfeccionistas tienden a poseer un rendimiento más alto que los no perfeccionistas (e.g., Arana et al., 2014), estas diferencias tienden a ser internas y, desafortunadamente, imperceptibles hasta que sus consecuencias redundan en acudir a los servicios de salud.
En segundo lugar, no se evidenció asociación entre las dimensiones positivas del perfeccionismo y la ansiedad frente a los exámenes, lo cual permitiría suponer que esta dimensión no estaría involucrada. El descubrimiento de una relación inversa entre ambos constructos hubiera sentado los antecedentes para poder pensar en una relación de moderación entre la discrepancia y AE, pero no ha sido el caso en este estudio. Así y todo, no se descartan posteriores trabajos que apunten a la interacción entre ambas dimensiones de perfeccionismo, tal como se ha demostrado en otras ocasiones (Gaudreau y Thompson, 2010).
En tercer y último lugar, la relación entre perfeccionismo multidimensional y la AE encontrada apunta a considerar variables de personalidad específicas a la hora de predecir variables académicas. En este sentido, la vinculación de AE con variables más amplias de personalidad como el neuroticismo (Chamorro-Premuzic, Ahmetoglu y Furnham, 2008; Schmidt y Riniolo, 1999) parecieran carecer de capacidad explicativa en comparación con la discrepancia (Rice, Ashby y Slaney, 2007). Aún más, considerando que el vínculo entre neuroticismo y discrepancia ha sido documentado (Dunkley, Blankstein, Zuroff, Lecce y Hui, 2006), tal como lo señalan Rice et al. (2007), la discrepancia podía representar en realidad «una expresión del neuroticismo actualmente no medida o medida de forma inadecuada» (p. 396).
Finalmente, se remarcan dos limitaciones importantes de este estudio. La primera de ellas concierne al tipo de muestreo, ya que al ser incidental su capacidad de generalizabilidad es reducida y solo puede tomarse como una aproximación exploratoria a ser replicada por futuros estudios cuyo muestreo pueda ser aleatorizado o de un mayor tamaño. La segunda limitación obedece a razones teóricas, dado que la escala utilizada para evaluar ansiedad frente a los exámenes es de naturaleza multidimensional y no se han evaluado en este trabajo las relaciones entre las distintas dimensiones de la ansiedad frente a los exámenes y el perfeccionismo. Dado que esta investigación concernía al hecho de conocer de manera descriptiva y exploratoria cómo las dimensiones del perfeccionismo se relacionaban con la ansiedad a los exámenes, se ha priorizado por razones de claridad tomar al constructo de manera global y no en sus distintas dimensiones que, posiblemente, arrojen hallazgos especialmente útiles a la hora de realizar intervenciones específicas.
Por último, se destaca que este trabajo ha podido dilucidar que el perfeccionismo negativo, en particular la discrepancia, puede incidir a la hora de que los estudiantes tengan una mayor ansiedad frente a una situación de examen. En este sentido, se pueden sugerir algunas herramientas clínicas para ayudar a este tipo de alumnado. Desde una perspectiva diagnóstica, se alienta la administración de los instrumentos descritos anteriormente (disponibles a pedido del primer autor) a la hora de un diagnóstico o screening inicial con este tipo de estudiantes, dado que demuestran ser medidas válidas y fiables más allá de su corto tiempo de administración. Desde una perspectiva clínica, la ayuda sobre esta población debería redundar en reconocer, en primer lugar, que los estándares elevados juegan un rol fundamental en la estructuración de la personalidad para ellos y, por lo tanto, más que discutirse o pretender su anulación deberían aceptarse como tales (Rice y Slaney, 2002). De hecho, en el presente estudio se demostró que no hay una relación evidente entre la posesión de altos estándares y la ansiedad frente a exámenes sino, más bien, entre esta última reacción y la discrepancia. En este sentido, las intervenciones terapéuticas o de apoyo, deberían focalizarse en el rol que juega la autocrítica antes, durante y después de una situación de evaluación. En la medida en que la autocrítica pueda ser reestructurada de manera flexible y realista, los estudiantes perfeccionistas podrían conservar sus estándares elevados y, a su vez, no padecer por ellos.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.