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En los últimos veinte años, el estudio del perfeccionismo en el contexto del deporte y la competición ha centrado el interés de numerosos estudios relacionados con la iniciación deportiva (Stoll et al., 2008), el desarrollo del talento (Till et al., 2020) y el rendimiento deportivo (Gould et al., 2002; Stolarski et al., 2020), entre otros. A pesar del gran número de investigaciones, la conceptualización del perfeccionismo sigue siendo un tema controvertido, debido a las discrepancias encontradas por diferentes autores al definir la estructura factorial y especificidad de esta variable. Atendiendo a su estructura factorial, Hamachek (1978) en un trabajo pionero sobre esta temática, ya se había pronunciado a favor de una estructura multifactorial, anticipando la necesidad de diferenciar entre dos tipos de perfeccionismo: normal y neurótico. Según este autor, el perfeccionismo normal sería propio de aquellas personas que establecen estándares realistas para sí mismos, obtienen placer del arduo esfuerzo de su trabajo y son capaces de elegir ser menos precisos en ciertas situaciones. Por otra parte, el perfeccionismo neurótico definiría a aquellas otras que, al plantearse niveles de desempeño inalcanzables, consideran sus esfuerzos insuficientes y no son capaces de rebajar sus estándares. Las aportaciones realizadas por este investigador pasaron inadvertidas por sus contemporáneos, quienes se centraron únicamente en el aspecto negativo del perfeccionismo, y lo definieron como un problema debilitante subyacente en una gran variedad de trastornos psicológicos y problemas físicos (Burns, 1980; Pacht, 1984; Ranieri et al., 1987).
En la época de los noventa, gracias a los aportes de dos grupos de investigación independientes (Frost et al., 1990; Hewitt et al., 1991), se produjo un punto de inflexión en la literatura y se aceptó de manera consensuada la existencia de dos dimensiones básicas que definirían esta variable: la búsqueda de la perfección, por un lado, y la preocupación por la imperfección, por otro. Stoeber y Otto (2006) explican ambas dimensiones indicando que la primera de ellas se relaciona con características positivas del individuo (diligencia, estilo de afrontamiento adaptativo, estado de ánimo positivo, bienestar y ajuste psicológico), mientras que la segunda, se asocia a las características negativas (neuroticismo, estrategias de afrontamiento desadaptativas y estados de ánimo negativos).
El segundo punto de controversia cuestiona la especificidad versus la generalidad del constructo. Con el fin de arrojar luz en este sentido, Dunn et al. (2005) revisaron las investigaciones realizadas hasta la fecha y encontraron que la existencia de diferencias individuales en el perfeccionismo, podían atribuirse al contexto situacional específico de los diferentes dominios de logro evaluados. Es decir, una persona que puntuase alto en perfeccionismo en un área determinada de su vida y no en otras. En este sentido, los estudios han demostrado que las medidas específicas predicen mejor las características, procesos y resultados relacionados con esta variable que las medidas generales (Stoeber & Madigan, 2016).
Centrándonos en el ámbito deportivo y de la competición, existe un acuerdo generalizado entre los investigadores al apoyar una perspectiva multidimensional y específica del perfeccionismo. En este sentido, Stoeber y Madigan (2016) en una revisión sobre las medidas del perfeccionismo multidimensional desarrolladas de manera específica para el deporte, señalaron la existencia de cuatro instrumentos diferentes: las escalas multidimensionales de perfeccionismo deportivo (Sport - MPS y Sport-MPS2) de Dunn et al. (2002) y Gotwals y Dunn (2009), respectivamente, por un lado; por otro, la escala de perfeccionismo en el deporte (PSS) de Anshel y Eom (2003) y, finalmente, el inventario multidimensional de perfeccionismo en el deporte (MIPS;Stöber et al., 2004; Stoeber et al., 2007; Stoeber & Otto, 2006).
El Sport-MPS es la primera medida de perfeccionismo específica del deporte desarrollada desde el modelo multidimensional de Frost et al. (1990), que consta de 34 ítems distribuidos en cuatro escalas diferentes: estándares personales (que recoge ítems relacionados con aspiraciones personales); preocupación por los errores; presión por parte de los padres y presión del entrenador. Por otra parte, el Sport-MPS2 es un intento de mejorar la Sport-MPS, y está compuesta por 42 ítems, que añade a la versión anterior las facetas de dudas sobre las acciones y organización.
El PSS se basa también en la escala de Frost et al. (1990) y consta de 32 ítems en cuatro subescalas: autoexigencias personales, percepción de crítica por parte de los padres y el entrenador y preocupación por los errores.
El MIPS consiste en una combinación de diferentes modelos de perfeccionismo multidimensional y el modelo de dos factores de Stoeber y Otto (2006). En su versión original en alemán (Stöber et al., 2004), comprendía 72 ítems que formaban nueve subescalas, cada una con ocho ítems: aspiraciones perfeccionistas durante el entrenamiento, aspiraciones perfeccionistas durante las competiciones, reacciones negativas al desempeño no perfecto durante el entrenamiento, reacciones negativas al desempeño no perfecto durante las competiciones, presión percibida de los padres, presión percibida del entrenador, presión percibida de los compañeros, presión perfeccionista sobre los compañeros de equipo y reacciones negativas a un desempeño no perfecto. Con el objetivo de mejorar la validez factorial, Stoeber et al. (2007) desarrollaron una versión corta de este instrumento que estaba formada por dos escalas de cinco ítems cada una de ellas, en donde se diferenciaban dos facetas: la búsqueda de la perfección, que representa la dimensión positiva del perfeccionismo adaptativo (Stoeber & Otto, 2006), y las preocupaciones por la imperfección que representa la preocupación por los errores y el perfeccionismo desadaptativo (Frost & Henderson, 1991).
Dicha versión corta, ha resultado ser adecuada y fiable (Stoeber et al., 2008; Stoeber & Becker, 2008) y ha sido validada al español por Pineda-Espejel et al. (2017) con atletas de élite latinoamericanos (Medad = 23.3; DT = 5.62). Los resultados de este estudio, confirmaron la estructura de dos factores del MIPS (x2(30) = 81.81 (p < .001); RMSEA = .07; NNFI = .97; CFI = .98), la equivalencia estructural y la invariancia parcial de las cargas factoriales entre sexos (M0a x2(31) = 63.015 (p < .05); RMSEA = .09; NNFI = .956; CFI = .969) (M0b x2(31) = 66.398 (p < .05); RMSEA = .088; NNFI = .964; CFI = .974), y deportes individuales (M0I x2(31) = 63.149 (p < .05); RMSEA = .092; NNFI = .968; CFI = .979), frente a colectivos (M0C x2(31) = 60.631 (p < .001); RMSEA = .087; NNFI = .968; CFI = .978), pero no la invariancia de las intersecciones.
El MIPS ha sido también validado con deportistas españoles (Atienza et al., 2020), demostrando unos índices de ajuste aceptables para el modelo de dos dimensiones (x2(34) = 83.48 (p < .05); RMSEA = .06; NNFI = .95; CFI = .96). Este estudio se desarrolló con una muestra de jóvenes deportistas con edades comprendidas entre 9 y 13 años (chicos = 87.8%; Medad = 11.48 años; DE = 1.12 años; rango = 9-13 años), de los cuales el 87.8% fueron hombres, y 12.2% mujeres, no existiendo hasta el momento estudios psicométricos de esta escala en población general española de deportistas adultos, por lo que la realización de este trabajo puede suponer una gran aportación teórica y práctica generando valor en el entorno deportivo aplicado.
En este sentido, se considera pertinente analizar la invarianza del instrumento de medida propuesto en el presente estudio en función del género, ya que dicho análisis permitirá corroborar si las diferencias encontradas en la medida del perfeccionismo a través del género obedecen a la existencia de diferencias reales entre hombres y mujeres (Pineda-Espejel et al., 2017).
Finalmente, es importante también analizar la validez del instrumento poniendo en relación sus factores con otras variables, cuya vinculación ha sido documentada en la bibliografía científica. Por ejemplo, en diferentes estudios empíricos, se ha mostrado una correlación negativa entre el perfeccionismo con las estrategias de afrontamiento de estrés (Chen et al., 2022; Do Nascimento Junior et al., 2020; Flett et al., 2020; Rogaleva et al., 2022); por lo que resulta una variable adecuada a efectos de analizar la relación existente entre ambos y estudiar la validez convergente del perfeccionismo multidimensional en el deporte.
Por todo lo anterior, y teniendo en cuenta que el perfeccionismo positivo es una variable que influye en el rendimiento deportivo mejorando el desempeño previo y aptitud general (Stoeber, 2012) y, por el contrario, que el perfeccionismo negativo conlleva consecuencias negativas en presencia de variables potenciadoras de presión ambiental (Pineda et al., 2019), los objetivos del presente estudio son: (1) Confirmar la estructura de dos factores de perfeccionismo (positivo y negativo) del MIPS en deportistas de diferentes niveles de competición y modalidades deportivas, (2) Analizar las propiedades psicométricas de las subescalas del instrumento y la correlación entre factores, (3) Analizar la invarianza factorial del instrumento en función del género de la muestra de deportistas y (4) Analizar la validez concurrente del instrumento con respecto a las estrategias de afrontamiento.
Método
Participantes
La muestra estuvo formada por 216 deportistas, 55.6% chicos y 44.4% chicas (Medad = 25.33 años; DT = 8.68; rango = 13 - 58). Casi la totalidad de la muestra eran deportistas federados (96%), que disponían de un entrenador (95.8%) y competían (92.6%). Entre los y las deportistas que competían, el 13% lo hacían a nivel internacional, el 36.6% a nivel nacional, el 37.5% a nivel regional y el 5.1% a nivel local. Finalmente, se ha de señalar que el 17.1% de la muestra eran deportistas profesionales.
Los criterios para la inclusión de la muestra consistieron en tener nacionalidad española, practicar deporte con una frecuencia mínima de dos sesiones, ser mayor de 13 años, y no sufrir ningún trastorno psicológico al momento de realizar la evaluación. El hecho de que se exigiera un mínimo de dos sesiones semanales, tiene su razón de ser en la necesidad de garantizar que todos los participantes realizaran de manera asidua y sistemática algún tipo de práctica deportiva. Se solicitó un mínimo de edad acorde con la necesidad de autonomía y madurez necesarias para la realización de las pruebas específicas de este trabajo, y finalmente, el hecho de no padecer trastorno psicológico alguno, pretende que los resultados obtenidos sean propios de la población deportiva y no sean enmascarados por variables que pueden estar relacionadas con el perfeccionismo en población clínica, ya que esta es una variable transversal relacionada con diferentes constructos psicológicos.
Instrumentos
Se utilizó la versión española del MIPS (Stoeber et al., 2007), validada al idioma español por Pineda-Espejel et al. (2017), que se compone de diez ítems que reflejan las dos dimensiones del perfeccionismo: el esfuerzo por la perfección (e.g., “Es importante para mí ser perfecto en todo lo que intento”), y las preocupaciones por la imperfección (e.g., “Si hay algo que no sale perfecto no me siento satisfecho/a con todo el entrenamiento/partido”). Todos ellos responden al siguiente enunciado “durante la competición”, y se responde en una escala de tipo Likert que va desde nunca (1) a siempre (6). La validación española de la escala (Pineda-Espejel et al., 2017) mostró una fiabilidad adecuada (a > .70) tanto en la escala de esfuerzo por la perfección (a = .88), como en la de preocupaciones por la imperfección (a = .86). Se obtuvo, además, una medición del perfeccio-nismo total mediante el sumatorio de las puntuaciones de los ítems de ambas dimensiones (a = .86).
Para ofrecer evidencias de validez concurrente, se utilizó el cuestionario de estrategias de afrontamiento en competición deportiva (ISCCS) de Gaudreau y Blondin (2002), validado en España por Molinero et al. (2010). Según Molinero et al. (2010), dicho instrumento contiene un total de 31 ítems tipo Likert que van desde 1 (nada) a 5 (mucho) distribuidos en ocho factores diferentes: análisis lógico-esfuerzo (ALE), búsqueda de apoyo (BA), relajación (RELAJ), imaginería mental/control del pensamiento (IMCP), resignación (RESIG), salida de emociones desagradables (SED), distracción mental (DM) y distanciamiento (DISTAN). Estos factores se distribuyen, a su vez, en tres factores de segundo orden: afrontamiento centrado en la tarea (TOC), que recoge las puntuaciones de los factores ALE, BA e IMPC; afrontamiento centrado en las emociones (EOC), formada por los ítems correspondiente a los factores RESIG y SED, y afrontamiento centrado en la distracción (DOC), formado por los factores DM y DISTAN.
Procedimiento
El estudio fue aprobado por el comité de ética de la Universidad Internacional de La Rioja (UNIR; PI:018/2019), cumple con los estándares éticos de la Asociación Americana de Psicología (Knapp & VandeCreek, 2012) y la declaración de Helsinki, 2013 (World Medical Association, 2013). Además, los participantes firmaron un consentimiento informado online antes de completar los cuestionarios, en el que manifestaban su aceptación e interés en participar en este estudio de manera voluntaria. En el caso de los atletas menores de edad, dicho consentimiento fue firmado en papel por sus tutores legales días previos al inicio del estudio online. Los atletas rellenaron los instrumentos de forma online tras recibir un enlace para responder las preguntas que quedaron registradas en una base de datos en línea. Para completar los cuestionarios, se pidió a los participantes que respondieran con sinceridad a las preguntas. Además, se facilitó el correo electrónico del investigador principal por si los participantes necesitaran contactar para consultar cualquier duda.
Análisis de datos
Para comprobar la estructura factorial del cuestionario se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC) y teniendo en cuenta el carácter ordinal y la cantidad de datos, se optó por utilizar el método de estimación Diagonal Weighted Least Squares (DWLS). Los diferentes índices de ajuste utilizados para analizar la adecuación de los datos fueron los siguientes: el valor de chi-cuadrado sobre grados de libertad (x2/gl), el CFI, el NNFI y el RMSEA. Tomando como referencia las orientaciones de Carmines y McIver (1981), se tomó como índice de bondad del modelo un cociente x2/gl inferior a 3. Los valores de CFI y NNFI se fijan por encima de .90 para ser considerados como un ajuste aceptable; en el caso del RMSEA, se consideran satisfactorios valores iguales o inferiores a .08. Todos los análisis estadísticos se realizaron utilizando el paquete estadístico SPSS Statistics V.24 y el programa JASP V.0.16.4.
Resultados
Análisis factorial confirmatorio
Los índices de bondad de ajuste de la estructura de dos factores (perfeccionismo positivo y perfeccionismo negativos) fueron satisfactorios (x2(33) = 66.82 (p < .001); RMSEA = .069; NNFI = .973; CFI = .981). Además, como se puede observar, las saturaciones factoriales de todos los ítems fueron estadísticamente significativas (p < .001) (véase Tabla 1).
Correlación entre factores y fiabilidad
El estudio de la matriz phi de correlaciones señaló relaciones moderadas y significativas (p < .001) entre el factor positivo y negativo del perfeccionismo (r = .52).
Asimismo, los resultados del análisis de fiabilidad evidenciaron una buena consistencia interna para las subescalas de perfeccionismo positivo (a = .87) y perfeccionismo negativo (a = .84); los resultados relevaron también la consistencia interna de la escala completa como medida global del perfeccionismo MIPS (a = .83).
Invarianza factorial a través del género
Tomando como referencia los resultados obtenidos en el AFC, el siguiente paso consistió en evaluar la invarianza en función del género. Se utilizó DWLS como método de estimación y se realizó un análisis preliminar que estudió por separado la estructura de perfeccionismo en la muestra de chicos (Modelo M0a) y chicas (Modelo M0b). Los índices de bondad de ajuste de ambos modelos, tanto el de chicos como el de chicas resultaron satisfactorios (Tabla 2).
Tabla 2 Índices de bondad de ajuste de los modelos propuestos para analizar la invarianza de la escala de perfeccionismo desde una aproximación bidimensional en función del género (N = 216).
Nota. gl = grados de libertad; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; 90% IC = 90% intervalo de confianza para el RMSEA; NNFI = Non-Normed Fit Index; CFI = Comparative Fit Index; SF = Saturaciones factoriales; Int. = Interceptos. Todas las comparaciones en los índices Δ son hechos con respecto al modelo base (M1); ** p < .01. * p < .01.
Posteriormente, se realizaron los análisis multimuestra pertinentes. El modelo 1 (M1) evaluó la invarianza estructural del MIPS tanto en el grupo de chicos, como en el de chicas, arrojando índices de bondad de ajuste satisfactorios, que señalan que la estructura factorial del instrumento es invariante en los dos grupos comparados. El M1 se utilizó como base para la siguiente anidación de restricciones. El modelo 2 (M2), por su parte, puso a prueba la equivalencia de las saturaciones factoriales por medio de los dos grupos y también mostró índices de ajuste adecuados. Puesto que al comparar estos índices con los del M1, las diferencias no excedían los valores criterio (ΔCFI y ΔNNFI < .01; ΔRMSEA < .015), por lo que se puede concluir que el presente trabajo presenta evidencias de la invarianza de las saturaciones factoriales del MIPS a través de la muestra de chicos y chicas evaluada. El modelo 3 (M3) o “modelo de invarianza factorial fuerte” (Meredith, 1993), que agrega la equivalencia de los interceptos, mostró índices de bondad de ajuste satisfactorios. Las diferencias entre el NNFI y el RMSEA del M3 y el M1 resultaron ligeramente por encima de los valores criterio, ya que la diferencia entre los valores del RMSEA fue de .016, siendo un valor muy próximo al .015 establecido como criterio, y la diferencia del NNFI fue de .012 igualmente muy próximo al .010 establecido como criterio; por lo que, considerando estos valores, y que la diferencia entre los valores del CFI no superaron los valores criterio, se procedió a realizar el último de los análisis que agrega la invarianza de las saturaciones factoriales, interceptos y los errores (M4 o “modelo de invarianza factorial estricta” (Meredith, 1993)), el cual también obtuvo índices de ajuste satisfactorios. Teniendo en cuenta que la diferencia obtenida entre los índices de ajuste del M4 y el M1 no superó los valores criterio, el presente trabajo proporcionó apoyo para la invarianza factorial estricta del instrumento a través del género (véase Tabla 2).
Validez convergente
Para estudiar la validez del MIPS, se analizó la relación entre el constructo perfeccionismo multidimensional y la variable criterio estrategias de afrontamiento en competición deportiva medida a través del ISCCS (Gaudreau & Blondin, 2002), validada para población española por Molinero et al. (2010). La dimensión positiva del perfeccionismo (esfuerzo por la perfección) se relacionó de manera positiva y estadísticamente significativa con los factores TOC (r = .134; p < .05), EOC (r = .362; p < .01) y DOC (r = .159; p < .05) en tanto que la faceta de preocupaciones por la imperfección lo hizo únicamente con el EOC (r = .31; p < .01), pero no con TOC y DOC.
Discusión
Teniendo en cuenta la importancia del perfeccionismo en el deporte y la escasez de instrumentos adaptados al contexto deportivo y lingüístico en España sobre esta variable, el objetivo de este estudio consistió en validar la versión corta en español del MIPS (Pineda et al., 2017) en la población deportiva general. Con este fin, se realizaron los correspondientes análisis de fiabilidad y validez, cuyos resultados permiten concluir que el MIPS es un instrumento fiable y válido que puede ser utilizado en población española con deportistas jóvenes y adultos de diferentes modalidades y niveles de competición, ya que su estructura factorial es consistente tanto con la versión en español, como con la original (Stoeber et al., 2007).
El AFC evidenció un ajuste adecuado de los datos para el modelo de dos factores en la muestra seleccionada y los resultados fueron consistentes con las dos validaciones precedentes realizadas sobre este instrumento en español (Atienza et al., 2020; Pineda et al., 2017). Los 10 ítems de la escala MIPS mostraron una estructura interna robusta con saturaciones factoriales moderadas y altas para cada uno de los dos factores: lucha por la perfección (.62 - .87) y preocupación por la imperfección (.54 - .80). De esta manera, la escala refleja una estructura de dos factores, que permite además el cálculo de una puntuación total del perfeccionismo a partir de ellos. Estos resultados son similares a los hallados en la escala original (Stoeber et al., 2007) y confirma una vez más la posición ya anticipada por Hamachek (1978), al señalar que el perfeccionismo puede ser favorable para las personas cuando estas se planteaban niveles de desempeño y estándares de rendimiento realistas, a la vez que eran flexibles y capaces de elegir ser menos precisos en ciertas situaciones.
Las correlaciones entre las dos dimensiones del perfeccionismo (lucha por la perfección y preocupación por la imperfección) fueron moderadas y significativas, lo que indica que ambos factores están relacionados, pero son diferenciables entre sí. La fiabilidad de la escala al completo y la de cada uno de los factores fue superior a .84, por lo que los índices resultaron adecuados y superaron los criterios recomendados.
El AFC multigrupo reveló la invarianza factorial estricta de la escala MIPS a través del género en su estructura de dos factores, por lo que la escala es una herramienta que puede ser utilizada para medir el perfeccionismo en la población deportiva general y realizar las oportunas comparaciones entre grupos de hombres y mujeres. Este hecho resulta de gran valor a nivel teórico y práctico, ya que una de las limitaciones del estudio realizado por Atienza et al. (2020), fue la falta de análisis sobre la invariancia en función del género debido a limitaciones de la muestra, por lo que este estudio sería el primero en hacer este tipo de análisis en población española. Además, se debe señalar que los resultados obtenidos contradicen parcialmente las conclusiones aportadas por otros autores (Pineda et al., 2017; Vicent et al., 2022) quienes encontraron diferencias estadísticamente significativas entre hombres y mujeres.
Las diferencias observadas en ambos trabajos, podrían explicarse por las diferencias culturales y en los niveles de competición utilizados en ambos estudios, ya que todos los y las participantes evaluados en el estudio de Pineda et al. (2017) eran deportistas latinoamericanos de alto rendimiento y de las selecciones estatales que llevaban una media de 11.9 años compitiendo, mientras que la muestra utilizada en esta investigación fue mucho más heterogénea en cuanto al nivel de competición, años de experiencia y rango de edad.
Para finalizar, el presente trabajo ha aportado evidencias de validez convergente al analizar la relación de los factores de la versión corta del MIPS en el ámbito del deporte y de la competición con la variable de estrategias de afrontamiento. Los resultados apoyan la hipótesis de que cada factor del MIPS se relaciona de forma diferente con cada uno de los estilos de afrontamiento medidos a través del ISCCS (Gaudreau & Blondin, 2002). El factor de lucha por el perfeccionismo se asoció de manera positiva con los tres diferentes estilos de afrontamiento evaluados: afrontamiento centrado en la tarea, en las emociones y en la distracción. Sin embargo, el factor de preocupación por la imperfección se relacionó positivamente con el estilo de afrontamiento centrado en las emociones, pero no con los otros dos. Estos resultados están en la línea de los ofrecidos por Louvet et al. (2015) en su estudio con árbitros de fútbol, donde encontraron que el perfeccionismo predijo las estrategias de afrontamiento utilizadas ante las situaciones de estrés durante la competición. Asimismo, Jowett et al. (2018) revelaron que el perfeccionismo puede estar mediatizando el uso de diferentes estrategias de afrontamiento en el contexto del deporte y la competición. No obstante, resulta oportuno reflexionar sobre el por qué ambas dimensiones del perfeccionismo se asocian positivamente con el EOC. Recogiendo las conclusiones de Skinner et al. (2003), las estrategias de afrontamiento no son mutuamente excluyentes: la mayoría de las formas de afrontamiento pueden cumplir la función de estar centrado en la tarea o en la emoción. Por ejemplo, hacer un plan, no solo guía la resolución de problemas, sino que también calma la emoción. Además, el hecho de utilizar una estrategia de afrontamiento no garantiza que los resultados de su utilización sean positivos; por ejemplo, ante una situación estresante se puede utilizar una estrategia de afrontamiento centrada en la regulación de las emociones y, sin embargo, obtener como resultado una intensificación de la emoción negativa relacionada con dicho estrés. Por todo lo anterior, se puede afirmar que las dos dimensiones de la versión corta del MIPS correlacionan positivamente entre sí y, además, cada dimensión muestra diferentes patrones de asociación con otras variables.
Teniendo en cuenta las características de este estudio, una de las limitaciones de esta investigación ha sido la cantidad de muestra que ha resultado insuficiente para poder hallar la invarianza de este instrumento en función de los diferentes niveles de competición y de éxito deportivo experimentado. En futuras investigaciones, sería deseable la realización de este tipo de análisis para seguir aportando luz sobre la relación del perfeccionismo en los diferentes ámbitos de aplicación dentro del contexto del deporte y la competición. Asimismo, resultados recientes han demostrado el factor mediador de la inteligencia emocional (Castro-Sánchez et al., 2022) en la ansiedad y el estrés de los deportistas, por lo que sería interesante tener en cuenta esta variable a la hora de analizar el perfeccionismo en el entorno del deporte y la competición. Por último, el gran rango de edad de la muestra de este trabajo puede ser una limitación al momento de generalizar los resultados a una edad concreta. Sin embargo, puede ser una manera de presentar una visión global de la medición del perfeccionismo en deportistas.
La realización de este estudio cobra importancia en el mundo del deporte, puesto que es el primer trabajo de validación del MIPS realizado con población deportiva española joven y adulta. Desde una perspectiva teórica, este trabajo contribuye a la validación y generalización del constructo perfeccionismo en el deporte en población española y aporta evidencias para la equivalencia estructural de la adaptación de la versión corta del MIPS en situación de competición a través del género. Desde una perspectiva práctica, la validación del MIPS en población deportiva adulta, constituye un gran valor ya que permite evaluar de manera fácil y fiable una de las variables psicológicas de mayor transversalidad. En el ámbito deportivo, la excelencia se convierte en el objetivo principal al momento de planificar cada entrenamiento para alcanzar las metas deportivas. El perfeccionismo, o mejor dicho, saber gestionarlo de manera positiva, con un enfoque en la búsqueda de la perfección y sin preocuparnos demasiado por la imperfección, puede ser clave para el bienestar y el rendimiento del deportista.
