Introdução

A autoestima constitui um dos construtos clássicos e amplamente investigados da Psicologia, especialmente por suas implicações para a saúde mental. Trata-se de uma dimensão psicológica de autojulgamento que a pessoa realiza acerca de si própria, associada à percepção subjetiva de competência para o enfrentamento de problemas (Rosenberg et al., 1995). Articulando aspectos cognitivos e afetivos, a autoestima expressa-se em autoavaliações relativas a diferentes domínios existenciais, variando em direção (positiva ou negativa) e intensidade (maior ou menor), e podendo gerar sentimentos de autorrejeição ou autoaprovação (Katsantonis et al., 2022). Assim, a valorização positiva de si associa-se a vivências subjetivas de apreço, competência e confiança (Kim & Nho, 2020).

A autoestima tem sido discutida em níveis global e específicos. A autoestima global refere-se à avaliação geral que a pessoa faz de si própria e tem sido associada ao bem-estar psicológico (Rosenberg et al., 1995). Em contraste, formas específicas de autoestima dizem respeito a domínios particulares da experiência, como a sexualidade, o corpo ou o desempenho acadêmico (Kong et al., 2023; Robinson et al., 2022; Rosenberg et al., 1995). Estudos recentes também têm relacionado níveis mais elevados de autoestima com indicadores de ajustamento psicológico positivo, incluindo resiliência, menor sintomatologia depressiva e processos identitários mais adaptativos (Bogaerts et al., 2023). Esta articulação entre autoestima global, domínios específicos de autoavaliação e ajustamento psicológico é particularmente relevante para compreender populações expostas a maior vulnerabilidade psicossocial.

A relevância de compreender os efeitos psicológicos do estigma, da discriminação e da violência — sejam esses processos crônicos ou episódicos — em populações vulnerabilizadas tem sustentado o uso do modelo de estresse de minoria (Brooks, 1981; Meyer, 2003). Esse operador analítico designa os efeitos psicossociais decorrentes de uma posição social menos favorecida para determinados grupos, envolvendo estressores sobre os quais o indivíduo dispõe de reduzido controle. Nesse enquadramento, entende-se por estressor qualquer agente, evento ou situação que vulnerabilize a pessoa ou lhe imponha demandas adaptativas, podendo originar-se de fontes ambientais, psicológicas ou biofísicas. Tipicamente associado a categorias sociais marcadas por iniquidade — como sexualidade, gênero, raça e etnia —, o construto procura abarcar eventos sociais adversos que, com frequência, desencadeiam respostas psicológicas deletérias (Brooks, 1981; Meyer, 2003).

Formas persistentes de estigma e discriminação, como a homofobia, a bifobia e a transfobia, podem afetar processos psicológicos relacionados à significação do evento estressante, favorecer ajustes comportamentais de vigilância ou restrição e levar à evitação de espaços percebidos como hostis — elementos característicos do estresse de minoria (Brooks, 1981; Meyer, 2003). O aprofundamento de estudos sobre o impacto desses estressores na autoestima de grupos minoritários, sujeitos a experiências de assédio, discriminação e violência associadas à orientação sexual e à expressão de gênero, pode contribuir para o desenho de intervenções psicossociais mais efetivas (Herek, 2009; Huebner et al., 2004). Tal esforço requer atenção às especificidades dos estereótipos negativos de gênero e de sexualidade segundo cada grupo populacional (Patterson & Vannoy, 2024). No domínio da saúde sexual, em particular, a construção de intervenções adequadas situa-se na tensão entre a produção de dados epidemiologicamente sensíveis — o que frequentemente exige focar nas práticas, e não nas identificações — e o reconhecimento da singularidade e legitimidade das identidades de gênero e sexualidade.

O termo homens que fazem sexo com homens (HSH) emerge no contexto dessa discussão, com o intuito de qualificar dados epidemiológicos e abranger homens com práticas sexuais diversas, independentemente das autoidentificações de orientação sexual. Conforme explicitado por Aggleton e Parker (2015), a categoria foi cunhada por ativistas comunitários ingleses no quadro do debate sobre a recepção, ou recusa, de estratégias de prevenção do HIV entre homens gays e outros homens “menos visíveis” — isto é, que não se identificavam como gays ou que não expressavam identificação com dissidências sexuais diante da heteronormatividade. Esse operador analítico permitiu identificar com maior precisão comportamentos considerados de risco para infecções sexualmente transmissíveis e, atualmente, sustenta práticas de acolhimento e acompanhamento em saúde eticamente comprometidas e não moralistas, reafirmando a importância de considerar como esses homens se autodefinem em termos de orientação sexual.

Além disso, a heterogeneidade identitária abarcada pela categoria HSH relaciona-se a diferentes estressores psicossociais produzidos nos ambientes sociais e nas cenas sexuais, incluindo normas heteronormativas, hierarquias de desejo e marcadores sociais que influenciam a gestão do risco e do cuidado em saúde sexual (Ew et al., 2024). Esses processos tornam-se ainda mais complexos em contextos socialmente marginalizados, como o trabalho sexual entre homens, nos quais marcadores de diferença, como território, geração, gênero e sexualidade, participam da produção de posições desiguais de agência e reconhecimento (Hamann et al., 2020). Nesse quadro, o conceito de estresse de minoria possibilita compreender impactos na saúde de HSH, ao mobilizar noções como estigma imposto, homonegatividade internalizada e encobrimento da identidade sexual (Frost & Meyer, 2023). De modo convergente, estudos têm associado experiências de assédio, discriminação e violência anti-gay a piores indicadores de saúde mental e menor autoestima em homens gays e bissexuais (Huebner et al., 2004), bem como experiências de discriminação a maior probabilidade de transtornos por uso de substâncias em adultos lésbicos–gays–bissexuais (LGB) (McCabe et al., 2010).

Essas questões têm sido observadas em diferentes contextos. Em estudo sobre experiências de homens gays, bissexuais e outros HSH na Nigéria, a marginalização social, a discriminação e a violência associadas à identidade sexual foram descritas como fatores relevantes para a saúde mental, o uso de substâncias e o risco sexual relacionado ao HIV (Ogunbajo et al., 2021). No contexto chinês, identificaram-se associações entre estigma de minoria sexual, ocultação da orientação sexual, suporte social e sintomas depressivos em HSH (Ding et al., 2020). No Brasil, pesquisas sobre estresse de minoria, estilos parentais e saúde mental em homens homossexuais indicam que a necessidade de ocultar práticas ou identidades sexuais pode afetar negativamente a saúde mental, ao passo que respostas familiares positivas se configuram como fator protetivo (Lawrenz & Habigzang, 2020). Em articulação com esses achados, a literatura sobre adolescentes e jovens adultos de minorias sexuais indica que a qualidade das relações familiares, o suporte de amigos e a aceitação familiar favorecem processos de revelação da identidade sexual e se associam a melhores indicadores de autoestima, apoio social e saúde geral (Ryan et al., 2010; Son & Updegraff, 2023).

Espaços comunitários e familiares têm sido identificados como contextos relevantes para experiências de apoio, proteção e reconhecimento, além de constituírem campos importantes para o mapeamento de necessidades e para a intervenção psicossocial. Considerando a singularidade das experiências sexuais, sociais e subjetivas de HSH, o presente estudo teve como objetivo examinar a associação entre autoestima, saúde mental, apoio social e clima familiar. A proposta baseia-se no entendimento de que, embora o preconceito e a discriminação operem também em níveis estruturais, distais e crônicos, estudos centrados nas experiências dos sujeitos podem contribuir para fundamentar intervenções voltadas ao fortalecimento de recursos de enfrentamento. Assim, torna-se relevante identificar recursos internos e externos associados a estratégias de saúde e enfrentamento em contextos de desigualdade social.

Método

Participantes

Participaram do estudo 246 homens adultos (idade ≥ 18 anos), recrutados por amostragem não probabilística de conveniência em um Centro de Testagem e Aconselhamento da cidade de Porto Alegre, Rio Grande do Sul, Brasil, entre novembro de 2016 e janeiro de 2017. Os participantes procuravam o serviço para aconselhamento e teste rápido de HIV e de outras infecções sexualmente transmissíveis.

A média de idade foi de 27,8 anos (DP = 8,23; amplitude: 18–60 anos). A maioria dos participantes era solteira (89,7%), branca (68,9%) e possuía 12 anos ou mais de escolaridade (74,1%). Quanto à autoidentificação sexual, 66,7% identificaram-se como homossexuais (n = 166), 11,4% como bissexuais (n = 28), 1,2% como heterossexuais (n = 3) e 19,3% referiram outra autoidentificação (n = 48; e.g., “homoafetivo”, “macho” ou “ativo” — este último termo usualmente associado à prática sexual, mas, neste contexto, autorreferenciado em resposta à pergunta sobre orientação sexual). Quanto às práticas sexuais, 83,5% relataram manter relações sexuais somente com homens (n = 208), 9,2% preferencialmente com homens e esporadicamente com mulheres (n = 23), 6,0% tanto com homens quanto com mulheres (n = 15), e 1,2% preferencialmente com mulheres e esporadicamente com homens (n = 3).

Instrumentos

Escala de Autoestima de Rosenberg (EAR)

A EAR (Rosenberg, 1965) foi utilizada para avaliar autoestima, em versão adaptada e validada para o português brasileiro (Hutz & Zanon, 2011). O instrumento é composto por dez itens, sendo cinco de formulação positiva (e.g., "Eu acho que eu tenho várias boas qualidades") e cinco de formulação negativa (e.g., "Levando tudo em conta, eu penso que eu sou um fracasso"). As respostas são dadas em escala Likert de quatro pontos, variando de 1 (discordo totalmente) a 4 (concordo totalmente). Para o cálculo do escore total, os itens formulados negativamente foram invertidos e somados aos itens formulados positivamente. A pontuação total pode variar de 10 a 40 pontos. Pontuações mais elevadas indicam maior autoestima. Na versão brasileira, Hutz e Zanon (2011) reportaram elevada consistência interna para o escore total da EAR (α de Cronbach = 0,90). A consistência interna na presente amostra foi elevada (α de Cronbach = 0,88).

Questionário Geral de Saúde (GHQ-12)

O GHQ-12 (Goldberg, 1972; Goldberg & Williams, 1988) foi utilizado para avaliar saúde mental, em versão brasileira com evidências de validade para rastreamento de transtornos mentais comuns e sofrimento psicológico não psicótico (Gouveia et al., 2003, 2012). O instrumento é composto por 12 itens que avaliam sintomas recentes de sofrimento psicológico. Nos itens de formulação negativa (e.g., “Tem tido a sensação de que não pode superar suas dificuldades?”), as respostas variam de 1 (absolutamente não) a 4 (muito mais que de costume). Nos itens formulados positivamente (e.g., “Tem podido concentrar-se bem no que faz?”), variam de 1 (mais que de costume) a 4 (muito menos que de costume). No presente estudo, foi utilizado o escore total, obtido pela soma dos itens, com amplitude teórica de 12 a 48 pontos. Pontuações mais elevadas indicam pior saúde mental. Na versão brasileira, Gouveia et al. (2010) reportaram elevada consistência interna para o escore total do GHQ-12 (α de Cronbach = 0,89). A consistência interna do GHQ-12 na presente amostra foi elevada (α de Cronbach = 0,87).

Escala de Apoio Social do Medical Outcomes Study (MOS-SSS)

A MOS-SSS (Sherbourne & Stewart, 1991) foi utilizada para avaliar o apoio social funcional autopercebido, em versão brasileira com evidências de validade e fidedignidade para a população adulta (Griep et al., 2005). O instrumento é composto por 19 itens, distribuídos em cinco dimensões: (a) Apoio Material, com quatro itens (e.g., “Se você precisar, com que frequência conta com alguém para ajudá-lo nas tarefas domésticas, se ficar doente?”); (b) Apoio Afetivo, com três itens (e.g., “Se você precisar, com que frequência conta com alguém que lhe dê um abraço?”); (c) Apoio Emocional, com quatro itens (e.g., “Se você precisar, com que frequência conta com alguém para compartilhar suas preocupações e seus medos mais íntimos?”); (d) Apoio de Informação, com quatro itens (e.g., “Se você precisar, com que frequência conta com alguém para dar bons conselhos em situação de crise?”); e (e) Interação Social Positiva, com quatro itens (e.g., “Se você precisar, com que frequência conta com alguém com quem relaxar?”). As respostas são dadas em escala de cinco pontos, variando de 1 (nunca) a 5 (sempre). No presente estudo, foram utilizados os escores por dimensão, transformados linearmente para uma escala de 0 a 100, conforme procedimento descrito por Griep et al. (2005); pontuações mais elevadas indicam maior percepção de apoio social. Na versão brasileira, Griep et al. (2005) reportaram consistência interna adequada a elevada para as dimensões do MOS-SSS (α de Cronbach ≥ 0,83). A consistência interna das dimensões do MOS-SSS na presente amostra foi elevada de forma global (α de Cronbach = 0,95) e em cada uma das dimensões: Apoio afetivo e Interação social positiva (α = 0,89); Apoio Informação (α = 0,91); e Apoio Social Material e Apoio Emocional (α = 0,93).

Inventário do Clima Familiar (ICF)

O ICF (Teodoro et al., 2009) foi utilizado para avaliar a percepção dos participantes quanto às características das relações familiares. Embora o instrumento tenha sido originalmente desenvolvido e validado em uma amostra de adolescentes brasileiros, a sua utilização na presente amostra adulta encontra respaldo conceitual no fato de as dimensões avaliadas — Conflito, Hierarquia, Apoio e Coesão — se referirem a percepções sobre o funcionamento familiar relevantes ao longo do ciclo vital. Além disso, estudos posteriores utilizaram o ICF em amostras adultas brasileiras, incluindo participantes entre 19 e 81 anos, no contexto da avaliação do clima familiar atual (Costa et al., 2018). O instrumento é composto por 22 itens, distribuídos em quatro dimensões: (a) Conflito, com seis itens (e.g., “As pessoas criticam umas às outras com frequência”); (b) Hierarquia, com seis itens (e.g., “Não importa a vontade da maioria, a decisão é sempre da mesma pessoa”); (c) Apoio, com cinco itens (e.g., “As pessoas tentam ajudar umas às outras quando as coisas não vão bem”); e (d) Coesão, com cinco itens (e.g., “As pessoas se sentem próximas umas das outras”). As respostas são dadas em escala tipo Likert de cinco pontos, variando de 1 (não concordo de jeito nenhum) a 5 (concordo plenamente). No presente estudo, foram utilizados os escores por dimensão, obtidos pela soma dos itens, após inversão da pontuação dos itens das dimensões conflito e hierarquia, de modo que pontuações mais elevadas em todas as dimensões indicassem percepção mais favorável do clima familiar. No estudo original, Teodoro et al. (2009) reportaram consistência interna adequada para as dimensões do ICF: conflito (α = 0,84), hierarquia (α = 0,72), apoio (α = 0,71) e coesão (α = 0,82). A consistência interna das dimensões do ICF na presente amostra foi alta: Conflito (α = 0,90), Hierarquia (α = 0,83), Apoio (α = 0,76) e Coesão (α = 0,85).

Procedimento

Os participantes foram convidados a responder ao protocolo do estudo no local de recrutamento, durante o período de espera pelos resultados dos testes rápidos de HIV e de outras infecções sexualmente transmissíveis. A aplicação ocorreu em espaço físico reservado e teve duração estimada de 30 a 40 minutos. Os participantes responderam individualmente ao questionário na presença de um pesquisador treinado que poderia auxiliar caso houvesse alguma dúvida. Os questionários foram identificados com códigos.

O estudo observou os princípios éticos da Resolução nº 466/2012 do Conselho Nacional de Saúde do Brasil, que regula a pesquisa envolvendo seres humanos. Todos os participantes assinaram Termo de Consentimento Livre e Esclarecido após esclarecimento sobre os objetivos do estudo, o caráter voluntário da participação, a garantia de confidencialidade e o direito de desistência sem prejuízo. O projeto foi aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa em Seres Humanos da Pontifícia Universidade Católica do Rio Grande do Sul (PUCRS), parecer nº 95546418.2.0000.5336.

Análise de Dados

As análises foram conduzidas no IBM SPSS Statistics, versão 22.0. Os dados omissos variaram entre zero casos (0,0%) em Apoio Emocional e 20 casos (8,1%) em Saúde Mental (GHQ-12). O padrão de omissão foi avaliado pelo teste de Little para MCAR, χ²(190) = 216,00, p = 0,098. Nas análises multivariadas, foram considerados os participantes com dados completos em todas as variáveis incluídas nos respetivos modelos, resultando num N analítico de 188. Assim, 58 participantes apresentavam pelo menos um dado omisso nas variáveis incluídas nas análises multivariadas, correspondendo a 23,6% dos 246 participantes inicialmente considerados.

A caracterização da amostra foi realizada por meio de estatísticas descritivas — frequências, percentuais, médias, desvios-padrão e amplitudes —, calculadas para as variáveis sociodemográficas e para as quatro variáveis psicológicas avaliadas: autoestima, saúde mental, apoio social e clima familiar.

A comparação da autoestima entre os grupos definidos pela autoidentificação sexual foi realizada por análise de variância unidirecional, considerando três grupos: homossexuais, bissexuais e heterossexuais/outras autoidentificações. A homogeneidade das variâncias foi verificada pelo teste de Levene. O tamanho de efeito foi estimado por η², interpretado segundo os parâmetros convencionais de Cohen (1988): 0,01 como pequeno, 0,06 como médio e 0,14 como elevado.

As associações bivariadas entre autoestima e as demais variáveis — saúde mental, dimensões do apoio social, dimensões do clima familiar, idade e escolaridade — foram examinadas por meio do coeficiente de correlação de postos de Spearman (ρ). A escolha desse coeficiente considerou a codificação ordinal da escolaridade, a ausência de distribuição normal em parte das medidas, avaliada pelo teste de Shapiro–Wilk e a inspeção dos diagramas de dispersão. A magnitude das correlações foi interpretada segundo Cohen (1988): valores próximos de 0,10 foram considerados pequenos, próximos de 0,30 moderados e iguais ou superiores a 0,50 elevados.

A predição da autoestima foi examinada por regressão linear múltipla. As variáveis preditoras foram inseridas simultaneamente no modelo pelo método enter, considerando a sua relevância teórica e as associações bivariadas previamente observadas com a autoestima. Os pressupostos do modelo foram avaliados por inspeção da linearidade das relações entre preditores e variável dependente, análise dos resíduos, verificação da independência dos erros pela estatística de Durbin–Watson, avaliação da multicolinearidade por valores de tolerância e variance inflation factor, e análise de casos potencialmente influentes pela distância de Cook. Consideraram-se indicativos de multicolinearidade valores de tolerância inferiores a 0,20 ou variance inflation factor superiores a 5 (Hair et al., 2019). Para o modelo de regressão, foram reportados os coeficientes não padronizados (B), os erros-padrão, os coeficientes padronizados (β), os valores de t e os valores de p. A qualidade global do modelo foi avaliada por R², R² ajustado, estatística F e respetivo valor de p. O tamanho de efeito global da regressão foi estimado por f² de Cohen, interpretado como pequeno (0,02), médio (0,15) ou elevado (0,35).

Adotou-se nível de significância de p < 0,05 para todas as análises. A análise de sensibilidade realizada no G*Power 3.1 (Faul et al., 2009), considerando regressão linear múltipla, N = 191, α = 0,05, poder estatístico de 0,80 e quatro preditores indicou que o estudo teria poder para detectar efeitos iguais ou superiores a f² = 0,064, equivalente a aproximadamente R² = 0,060.

Resultados

Análise Descritiva das Variáveis Psicológicas

O escore total da EAR apresentou média de 29,78 pontos (DP = 4,33; amplitude observada: 17–37), situando-se acima do ponto médio teórico da escala. Os itens com pontuações médias mais elevadas foram “Eu acho que eu tenho várias boas qualidades” (M = 3,48; DP = 0,62) e “Eu sinto que sou uma pessoa de valor, no mínimo, tanto quanto as outras pessoas” (M = 3,42; DP = 0,68). Os itens com pontuações médias mais baixas foram “Eu gostaria de ter mais respeito por mim mesmo” (M = 2,35; DP = 1,01) e “Às vezes eu me sinto inútil” (M = 2,66; DP = 0,96).

As estatísticas descritivas das demais variáveis psicológicas são apresentadas na Tabela 1. As dimensões do apoio social apresentaram médias entre 73,20 e 80,95 numa escala de 0 a 100, com valores mais elevados nas dimensões apoio afetivo e interação social positiva. No clima familiar, as médias mais elevadas foram observadas nas dimensões coesão e apoio, enquanto conflito e hierarquia apresentaram médias inferiores. O escore total de saúde mental apresentou média de 23,46 pontos (DP = 3,75; amplitude observada: 14–44), devendo-se considerar que pontuações mais elevadas no GHQ-12 indicam pior saúde mental.

Comparação da Autoestima por Autoidentificação Sexual

A comparação das médias da autoestima entre os três grupos de autoidentificação sexual revelou: homossexuais (M = 31,24; DP = 5,32; n = 166), bissexuais (M = 30,50; DP = 5,04; n = 28) e heterossexuais/outras autoidentificações (M = 30,32; DP = 6,93; n = 51). A ANOVA não evidenciou diferenças estatisticamente significativas entre os grupos, F(3, 234) = 0,46, p = 0,710, η² = 0,01. Diante desse resultado, as análises subsequentes foram conduzidas com a amostra total.

Correlações Bivariadas

As correlações bivariadas indicaram que a autoestima se associou negativamente à saúde mental e positivamente às dimensões de Apoio Social, idade e escolaridade (Tabela 1). Entre as variáveis analisadas, a saúde mental apresentou a associação mais elevada com a autoestima. As dimensões conflito e hierarquia do clima familiar apresentaram associações negativas com a autoestima, enquanto apoio e coesão apresentaram associações positivas.

Predição da Autoestima: Análise de Regressão Linear Múltipla

Os valores de tolerância, situados entre 0,917 e 0,967, e os valores de VIF, situados entre 1,03 e 1,07, não indicaram problemas de multicolinearidade. A distância de Cook máxima foi de 0,071, sugerindo ausência de casos com influência excessiva sobre o modelo.

O modelo explicou 50,3% da variância ajustada da autoestima (R² ajustado = 0,50; erro-padrão da estimativa = 4,02). As quatro variáveis juntas explicaram 51,4% da variação da autoestima dos participantes, com um modelo altamente preditivo e com alto tamanho de efeito (R² = 0,51; F(4, 186) = 49,09; p < 0,001; do modelo e f² de Cohen = 1,06). Todos os preditores retidos no modelo foram estatisticamente significativos. A saúde mental apresentou o maior coeficiente padronizado, indicando que pior saúde mental se associou a menor autoestima. Apoio social emocional, idade e escolaridade associaram-se positivamente à autoestima. Os coeficientes do modelo são apresentados na Tabela 3.

A consistência entre os achados das análises bivariadas e do modelo multivariado reforça a centralidade da saúde mental e do apoio social emocional enquanto correlatos da autoestima na presente amostra, ainda que as dimensões do clima familiar não tenham permanecido como preditores independentes.

Discussão

O presente estudo teve como objetivo examinar a associação entre autoestima e indicadores psicossociais — saúde mental, apoio social e clima familiar — em uma amostra de 246 homens que fazem sexo com homens (HSH), recrutados em um Centro de Testagem e Aconselhamento em Porto Alegre, Brasil. A autoestima associou-se significativamente à saúde mental, às dimensões do apoio social e às dimensões do clima familiar nas análises bivariadas. A comparação da autoestima segundo autoidentificação sexual não indicou diferenças estatisticamente significativas entre os grupos, justificando a análise da amostra total, embora sem eliminar a heterogeneidade interna da categoria HSH. No modelo multivariado, saúde mental, apoio social emocional, idade e escolaridade emergiram como preditores estatisticamente significativos, explicando 50,3% da variância da autoestima. A saúde mental constituiu o preditor de maior magnitude, seguido do apoio social emocional, da escolaridade e da idade. As dimensões do clima familiar, embora correlacionadas com a autoestima nas análises bivariadas, não foram retidas no modelo final.

A saúde mental emergiu como o preditor de maior magnitude da autoestima na presente amostra (β = −0,58; p < 0,001), com pior saúde mental — operacionalizada por escores mais elevados no GHQ-12 — associada a menor autoestima. Este resultado é consistente com a literatura que documenta a interdependência entre saúde mental e autoestima em populações de minorias sexuais, em que melhores indicadores de saúde mental se associam a maior autoestima, menor sentimento de solidão e menores níveis de homonegatividade internalizada, particularmente em contextos de segurança socioeconômica (Preston, 2024). De modo convergente, a literatura sobre estresse de minoria sustenta que processos como estigma esperado, estigma internalizado e encobrimento da identidade sexual operam como estressores proximais que podem afetar negativamente o bem-estar psicológico e a autoavaliação de minorias sexuais (Frost & Meyer, 2023; Meyer, 2003). Estudos têm igualmente evidenciado que tanto a saúde mental quanto a autoestima são moduladas por fatores como perfeccionismo corporal e autoimagem (Robinson et al., 2022), bem como por especificidades desenvolvimentais (Morán et al., 2024), reforçando o caráter multifatorial da articulação entre saúde mental e autoestima, na qual corpo, geração e contexto operam como dimensões-chave.

O apoio social emocional emergiu como o segundo preditor de maior magnitude da autoestima (β = 0,20; p < 0,001), entendido como a percepção de disponibilidade de pessoas significativas para a partilha de preocupações, medos e experiências íntimas. Este achado é consistente com a literatura que identifica o apoio emocional como recurso psicossocial relevante para a autoestima em populações de minorias sexuais, particularmente em contextos sociais hostis à diversidade sexual e de gênero (Hambour et al., 2023; Tao et al., 2022). Considerando o impacto das ofensivas antigênero e o recrudescimento de discursos reacionários de caráter religioso no contexto brasileiro (Cardoso et al., 2023), a conjuntura normativa familiar pode impor dificuldades ao diálogo e ao acolhimento da orientação sexual. Nesse contexto, grupos de amizade e redes não familiares podem constituir fontes importantes de apoio e validação, em consonância com achados de outras investigações com HSH (Tao et al., 2022).

A literatura sustenta que a quantidade e a qualidade das interações entre pares — em particular com outras pessoas que vivenciam dissidências da heteronormatividade — podem operar como recursos compensatórios em contextos sociais hostis, nos quais estratégias de afastamento de ambientes ou relações percebidas como rejeitantes podem tornar-se mais frequentes (Hambour et al., 2023). Em estudos sobre populações de minorias sexuais, a homonegatividade internalizada tem sido associada inversamente à autoestima global e à autoestima sexual, e o conforto com a orientação sexual tem sido relacionado à autoaceitação corporal e sexual (Carreiras & Giger, 2014). Importa, contudo, sublinhar que a homonegatividade internalizada não foi mensurada no presente estudo, pelo que essas associações são mobilizadas exclusivamente como contextualização da literatura, e não como inferências diretas sobre os participantes da presente amostra.

A consciência do estigma externo pode estar na origem de efeitos psicológicos que geram desconforto com a orientação sexual — como ansiedade ou sintomatologia depressiva associadas a experiências de rejeição familiar —, sem que tal implique necessariamente a internalização de crenças homonegativas. Do mesmo modo, perceber a hostilidade social dirigida à população LGBTQIA+ não equivale à internalização ou reprodução dessas crenças (Carreiras & Giger, 2014). Essa distinção é particularmente relevante para a presente amostra, que reúne homens com práticas sexuais diversas e que nem sempre se identificam como gays ou bissexuais. Focar excessivamente na homonegatividade internalizada como resposta individualizada às pressões sociais pode obscurecer o papel do apoio social e familiar no desenvolvimento de estratégias de enfrentamento e na constituição de experiências mais confortáveis de vida social e sexual (Hambour et al., 2023; Tao et al., 2022).

Embora as quatro dimensões do clima familiar — coesão, apoio, conflito e hierarquia — tenham apresentado correlações bivariadas significativas com a autoestima, nenhuma delas foi retida no modelo de regressão multivariado. Este resultado contrasta parcialmente com a literatura sobre minorias sexuais, que tem destacado o papel da família na saúde mental, no conforto psicológico e nos processos de aceitação da orientação sexual. A ausência de apoio social e familiar na população LGBT tem sido associada a problemas de saúde mental, podendo o apoio familiar moderar níveis de ansiedade (Francisco et al., 2020). Situações de não aceitação e de ausência de abertura ao diálogo, por parte de cuidadores, sobre a orientação sexual também têm sido associadas a menor conforto psicológico (Carreiras & Giger, 2014; Rita & Trigo, 2012). Na mesma direção, a rejeição familiar tem sido descrita como preditor de indicadores negativos de saúde em adolescentes e jovens adultos gays e bissexuais, incluindo maior probabilidade de tentativas de suicídio, sintomatologia depressiva, uso de substâncias ilegais e práticas sexuais desprotegidas (Ryan et al., 2010).

A ausência das dimensões do clima familiar no modelo multivariado pode estar relacionada às características da presente amostra. Tratando-se de homens adultos, com idade média de 27,8 anos e elevada escolarização, é possível que a influência do clima familiar sobre a autoestima se exerça de forma mais marcada em fases anteriores do ciclo vital, particularmente na adolescência e na transição para a adultez, quando a coabitação, a dependência econômica e a necessidade de revelação ou ocultação da identidade sexual podem assumir maior centralidade (Ryan et al., 2010; Son & Updegraff, 2023). Esta hipótese deve, contudo, ser interpretada com cautela, pois a autonomia financeira, a coabitação e a história de revelação da orientação sexual à família não foram diretamente avaliadas no presente estudo.

A idade e a escolaridade emergiram como preditores significativos da autoestima, ainda que com coeficientes de magnitude inferior aos dos preditores psicológicos (β = 0,13 e β = 0,13, respetivamente; ambos p = 0,018). O resultado relativo à idade é consistente com estudos longitudinais que documentam aumento da autoestima desde a adolescência até a idade adulta intermediária, com pico estimado entre os 50 e os 60 anos e declínio acelerado na velhice (Orth & Robins, 2014). Na presente amostra — predominantemente jovem-adulta —, participantes mais velhos apresentaram níveis mais elevados de autoestima, em consonância com essa literatura. Tal associação pode refletir maior acumulação de experiências, recursos psicossociais e estratégias de enfrentamento ao longo da adultez, embora o desenho transversal não permita inferir trajetórias desenvolvimentais. Em sentido convergente, estudos com HSH de meia-idade identificaram correlações positivas entre dimensões do apoio social — particularmente apoio de informação e interação social positiva — e indicadores de qualidade de vida em que a autoestima se inscreve (Ferreira et al., 2020).

Os resultados relativos à escolaridade indicaram associação positiva com a autoestima no modelo multivariado, mesmo em uma amostra globalmente escolarizada. Esse achado pode refletir maior acesso a recursos simbólicos, informacionais e sociais associados à escolarização, incluindo maior agência no mercado de trabalho, maior literacia em saúde e maior capacidade de navegação de contextos institucionalmente complexos. Também é possível que contextos educativos mais sensíveis a competências socioemocionais, diversidade e bem-estar psicológico contribuam para processos de autovalorização. Contudo, essas interpretações devem ser consideradas hipóteses, uma vez que o estudo não avaliou diretamente inserção profissional, rendimento, literacia em saúde, capital social ou características dos percursos educativos. Tais dimensões requerem aprofundamento em estudos futuros.

Os dados positivos de autoestima observados em homens de meia-idade na literatura suscitam hipóteses adicionais. É plausível que alguns homens consigam mitigar, ao longo da vida adulta, impactos de estressores sociais e familiares mais intensos na juventude — como a negociação da aceitação da orientação sexual ou o peso da avaliação moral familiar no cotidiano —, ao mesmo tempo em que conquistam maior autonomia social. Contudo, outros estressores específicos continuam a ser documentados nesta fase do ciclo vital, incluindo tensão em relacionamentos amorosos, menores índices de bem-estar e associação com sintomatologia depressiva e ansiosa (Perry et al., 2023). Estes achados reforçam a necessidade de estudos que examinem a autoestima em HSH considerando simultaneamente idade, trajetória relacional, condições socioeconômicas, apoio social e experiências de estigma.

Implicações para a Pesquisa e a Prática Psicossocial

As identificações de gênero constituem dimensão relevante para a compreensão das experiências psicológicas de conforto ou desconforto com a orientação sexual em HSH. Estressores associados ao exercício da sexualidade e às demonstrações públicas de afeto — por exemplo, a identificação pública de casais — articulam-se a atribuições sociais de gênero, configurando a intersecção entre gênero e sexualidade como vetor importante na produção de desconforto psicossocial. Investigações futuras devem aprofundar a análise das diferenças de orientação sexual articuladas às experiências de gênero, considerando o impacto da heteronormatividade na reprodução de crenças negativas sobre si (Rita & Trigo, 2012) na restrição da vivência socialmente legitimada da sexualidade. Em termos de prática psicossocial, os achados sugerem a relevância de intervenções centradas na promoção da saúde mental e no fortalecimento do apoio social emocional como recursos associados à autoestima em HSH, com particular atenção aos participantes mais jovens e com menor escolaridade.

Limitações

O presente estudo apresenta limitações que devem ser consideradas na interpretação dos achados. Em primeiro lugar, o desenho transversal impede o estabelecimento de inferências causais sobre as relações entre autoestima, saúde mental, apoio social emocional, idade e escolaridade; estudos longitudinais são necessários para captar a evolução temporal dessas associações. Em segundo lugar, a amostragem não probabilística por conveniência e o recrutamento exclusivo em um Centro de Testagem e Aconselhamento em Porto Alegre, Brasil, limitam a generalização dos achados, dado que os participantes procuravam aconselhamento e testagem rápida de HIV, perfil que pode diferir da população HSH em outros contextos geográficos e de cuidado em saúde. Em terceiro lugar, a comparação de médias por análise de variância exigiu o agrupamento dos participantes heterossexuais (n = 3) com os participantes que reportaram outras autoidentificações (n = 48), em razão do reduzido tamanho do primeiro subgrupo; tal opção, embora justificável do ponto de vista estatístico, agrega categorias conceitualmente heterogêneas e deve ser ponderada na leitura desse resultado.

Em quarto lugar, a coleta por autorrelato comporta risco de viés de desejabilidade social, particularmente em variáveis sensíveis como sexualidade, saúde mental e relações familiares. Em quinto lugar, a não inclusão de homens trans entre os participantes limita a captura de indicadores específicos a essa população, cujas experiências, marcadas por estressores psicossociais próprios, requerem investigação dedicada. Em sexto lugar, o Inventário do Clima Familiar foi originalmente desenvolvido e validado em amostra adolescente brasileira (Teodoro et al., 2009); embora estudos posteriores tenham utilizado o instrumento em amostras adultas brasileiras, incluindo participantes entre 19 e 81 anos (Costa et al., 2018), a ausência de evidências psicométricas específicas para a presente amostra recomenda cautela na interpretação desses resultados. Em sétimo lugar, caso não sejam reportados indicadores de consistência interna dos instrumentos na presente amostra, a precisão das medidas utilizadas fica menos documentada. Por fim, a homonegatividade internalizada e outros construtos centrais ao modelo de estresse de minoria — como estigma esperado, discriminação percebida e encobrimento da identidade sexual — não foram mensurados no presente estudo, o que limita a articulação direta dos achados com esse enquadramento teórico e recomenda a sua inclusão em investigações futuras.

Conclusão

Os achados do presente estudo indicam que a autoestima em homens que fazem sexo com homens se associou, no modelo multivariado, à saúde mental, ao apoio social emocional, à idade e à escolaridade, com a saúde mental constituindo o preditor de maior magnitude. As dimensões do clima familiar, embora correlacionadas bivariadamente com a autoestima, não emergiram como preditores independentes no modelo final. Esses resultados contribuem para a compreensão dos correlatos psicossociais da autoestima em HSH e sugerem que intervenções em saúde sexual e psicossocial considerem, de forma integrada, o sofrimento psicológico e a disponibilidade percebida de apoio emocional, sobretudo entre homens mais jovens e com menor escolaridade.

Investigações futuras deverão aprofundar a relação entre homonegatividade internalizada e autoestima, considerando itinerários de vida, experiências de discriminação, eventos traumáticos e estratégias de enfrentamento. Recomenda-se também ampliar as análises para marcadores sociais que se entrelaçam à experiência da sexualidade — como raça, etnia, religião, classe social e identidade de gênero —, bem como examinar separadamente as vivências de homens gays, bissexuais, heterossexuais que fazem sexo com homens e homens trans, atendendo à diferenciação dos seus enquadramentos normativos, relacionais e psicossociais.