Version 1.0 · PDF
Versão 1.0, setembro de 2026
Nazim Venutti, MSc Psych, psicólogo clínico · Zensitively GmbH, Hamburgo, Alemanha
Dados de 16 de setembro de 2026. A estrutura segue as exigências do Testbeurteilungssystem des Diagnostik- und Testkuratoriums (TBS-DTK 2018) [Sistema de Avaliação de Testes do Curatório de Diagnóstico e Testes da Alemanha] para a documentação de testes. Esta documentação é versionada; alterações no instrumento ou em seus indicadores psicométricos aparecem como uma nova versão, com registro de alterações (Seção 10). O instrumento é aplicado em alemão e suas normas são de língua alemã. A versão de referência é a documentação em inglês: ela é a forma citável e arquivada, carrega o DOI e é a versão à qual remetem todas as versões linguísticas desta documentação no site da editora.
Visão geral
| Característica | Detalhes |
|---|---|
| Uso previsto | Autodescrição e orientação para pessoas adultas: como uma pessoa percebe, se aprofunda e reage, e o que isso lhe custa no dia a dia. Sem diagnóstico, sem pontos de corte. |
| Conteúdo | 60 afirmações, escala de resposta de cinco pontos, sete escalas; uma pontuação total (Pontuação de Neurodivergência) |
| Fidedignidade | Alfa de Cronbach de .74 a .91, ômega de McDonald de .74 a .91 (n = 9.270) |
| Estabilidade | Teste-reteste r = .67 a .79 em 14 a 90 dias (n = 1.795), corrigido de .72 a .85 |
| Validade | Convergente: cinco escalas alcançam de 90 a 95 por cento da autocorrelação dos instrumentos estabelecidos HSPS, Monotropism Questionnaire, CAARS, TAS-20 e CAT-Q (n = 445) |
| Normas | 9.270 primeiras participações em língua alemã, de 16 de julho a 16 de setembro de 2026; percentis para as sete escalas e para a pontuação total |
| Tempo de preenchimento | Mediana de 6,3 minutos |
| Idiomas | Alemão (normas); espanhol, francês, português, turco, italiano, inglês (estrutura fatorial) |
| Autor / editora | Nazim Venutti, MSc Psych, psicólogo clínico / Zensitively GmbH, Hamburgo |
| Versão / data | 1.0 / setembro de 2026 |
| Download | PDF, versão 1.0 (versão de referência em inglês) |
| Citação | Venutti, N. (2026). Zensitively Neurodivergence Inventory (ZNI): Technical documentation, version 1.0. Zensitively GmbH, Hamburg. DOI a ser informado após o registro. |
O Inventário de Neurodivergência Zensitively (ZNI; em alemão: Zensitively Neurodivergenz-Inventar) é um instrumento psicométrico de autorrelato com 60 afirmações respondidas em uma escala de cinco pontos. Ele descreve como uma pessoa, segundo a própria informação, percebe, se aprofunda e reage, e o que isso lhe custa atualmente no dia a dia. Não se destina a detectar, monitorar ou prever doenças, nem a preparar ou apoiar um diagnóstico (finalidade prevista, Seção 1.1). Sete escalas formam seu núcleo de medida: Alta sensibilidade, Monotropismo, Estilo de aprendizagem cinético-cognitivo, Alexitimia, Sobrecarga emocional (associada à disforia sensível à rejeição, RSD), Camuflagem e Autocrítica.
Os indicadores vêm de uma amostra normativa de 9.270 primeiras participações em língua alemã entre 16 de julho e 16 de setembro de 2026, extraída de um conjunto completo de 155.609 participações concluídas. As consistências internas das sete escalas vão de alfa de Cronbach .74 a .91 (ômega de McDonald .74 a .91). A estabilidade de duas semanas a três meses é r = .67 a .79 como observada e de .72 a .85 após a correção para identificações de usuário compartilhadas. Validade convergente: cinco das sete escalas alcançam de 90 a 95 por cento da correlação que o respectivo instrumento estabelecido (HSPS, Monotropism Questionnaire, CAARS, TAS-20, CAT-Q) apresenta consigo mesmo no mesmo intervalo; Sobrecarga emocional alcança 83 por cento em relação a uma lista de triagem clínica; Autocrítica não tem instrumento de validação próprio. Estrutura fatorial: um fator geral forte com sete escalas específicas; o ajuste dos modelos fica abaixo das convenções estritas (Seção 7.1).
Não examinado e não reivindicado: validade de critério em relação a diagnósticos clínicos, sensibilidade, especificidade, pontos de corte. A chave dos itens e o cálculo da pontuação total não são publicados.
O ZNI serve à autodescrição e à orientação. Não se destina a detectar, prevenir, monitorar, predizer ou prognosticar doenças, a preparar ou apoiar um diagnóstico, a realizar triagem ou a fundamentar decisões de tratamento.
| Escala | Conteúdo | Conceito associado | Itens |
|---|---|---|---|
| Alta sensibilidade | Vida interior rica, percepção refinada, sensibilidade a estímulos e a estados de humor | Alta sensibilidade (sensibilidade de processamento sensorial) como descrita por Aron | 9 |
| Monotropismo | Concentração profunda e duradoura em poucos interesses; dificuldade de mudar o foco sob demanda | Monotropismo (Murray, Lesser & Lawson) | 10 |
| Estilo de aprendizagem cinético-cognitivo | Engajamento que depende do interesse e do estímulo; dificuldade para começar; necessidade de movimento | Padrões de atenção como descritos no TDAH | 8 |
| Alexitimia | Dificuldade de perceber, ordenar e nomear os próprios sentimentos | Alexitimia (Toronto Alexithymia Scale) | 10 |
| Sobrecarga emocional | Reações emocionais intensas, sentidas no corpo, e vergonha por causa delas | Disforia sensível à rejeição (RSD) | 6 |
| Camuflagem | Ocultar as próprias reações e características em situações sociais, retraimento por medo de rejeição | Camuflagem e masking | 13 |
| Autocrítica | Autocrítica excessiva | Indicador de dois itens; nenhum instrumento estabelecido atribuído | 2 |
Dois itens não pertencem a nenhuma das sete escalas. Os nomes das escalas são nomes de construtos. A coluna "Conceito associado" nomeia o conceito da literatura do qual a escala mais se aproxima em conteúdo. Ela não significa que a escala indique a presença de um diagnóstico.
O ZNI foi desenvolvido pela editora com base em construtos e instrumentos estabelecidos: alta sensibilidade como descrita por Aron (Highly Sensitive Person Scale, Aron & Aron 1997), monotropismo (Monotropism Questionnaire, Garau et al. 2023), padrões de atenção no TDAH em adultos (Conners' Adult ADHD Rating Scales, Conners, Erhardt & Sparrow 1999; adaptação alemã Christiansen et al. 2014), alexitimia (Toronto Alexithymia Scale, Bagby, Parker & Taylor 1994), camuflagem (Camouflaging Autistic Traits Questionnaire, Hull et al. 2019) e disforia sensível à rejeição (a lista de autoverificação publicada por William Dodson na ADDitude, que é um auxílio de triagem clínica e não um instrumento psicometricamente validado). Esses instrumentos servem como medidas de validação na Seção 7.2. As 60 afirmações têm a formulação própria da editora. As sete escalas foram derivadas da estrutura fatorial do conjunto completo de dados (Seção 7.1).
O relatório de resultados mostra uma pontuação total, a Pontuação de Neurodivergência (0 a 100), e demais representações calculadas a partir das mesmas 60 respostas. No ZNI, a neurodivergência não é entendida como o grau em que uma pessoa é diferente, mas como o grau em que a experiência de uma pessoa é discriminada pela neuronormatividade. A pontuação mede esse grau a partir do autorrelato: o que uma pessoa, segundo a própria informação, paga por seu modo de vivenciar. Seu cálculo não é publicado; sua estabilidade e sua distribuição na amostra normativa são apresentadas (Tabelas 3 e 7). As demais representações são exibições derivadas das respostas, não escalas de medida autônomas; elas não são apresentadas individualmente nesta documentação.
O ZNI é respondido online. As 60 afirmações são apresentadas uma a uma, em ordem fixa, e respondidas em uma escala de cinco pontos, de "não se aplica de modo algum" a "aplica-se totalmente". Na amostra normativa, o preenchimento leva uma mediana de 6,3 minutos (quartis 5,2 e 8,0 minutos). Não há limite de tempo nem omissão; toda afirmação precisa ser respondida. As instruções são padronizadas.
Cada resposta é convertida em um valor de 0, 25, 50, 75 ou 100; três afirmações têm a polaridade invertida. As pontuações das escalas são médias não ponderadas dos respectivos itens na escala de 0 a 100. A correção é totalmente automatizada. Os valores normativos em uso são calculados a partir da amostra normativa desta documentação (Seção 3.2) e armazenados como um conjunto fixo de constantes, com a data dos dados desta versão; eles não são recalculados de forma contínua, e qualquer alteração do conjunto de constantes exige uma nova versão desta documentação (identificador do conjunto de constantes no registro de versões, Seção 10).
Todas as pontuações são lidas como descrições, não como julgamentos. Não existem pontos de corte a partir dos quais um valor seria considerado "elevado", nem afirmações de probabilidade sobre diagnósticos. Os valores de comparação referem-se à amostra normativa (Seção 3.2), composta por pessoas que procuraram o ZNI por iniciativa própria.
Erro de medida: uma pontuação de escala deve ser lida junto com o erro padrão de medida da escala (Tabela 2). Para uma escala com erro padrão de 7 pontos, a pontuação verdadeira está dentro de ± 7 pontos com 68 por cento de probabilidade e dentro de ± 14 pontos com 95 por cento de probabilidade. Diferenças entre duas pontuações de escala da mesma pessoa que sejam menores que a diferença crítica (1,96 × √(EPM₁² + EPM₂²); cerca de 19 pontos para duas escalas com EPM de 7 pontos cada, cerca de 30 pontos com 11 pontos) não podem ser interpretadas; o erro padrão derivado do alfa (Tabela 2) é o relevante. Qual das sete escalas é a mais alta de uma pessoa (padronizada em relação à amostra normativa) é a mesma na repetição após duas semanas a três meses em apenas 47 por cento dos casos (expectativa por acaso: 15 por cento); caracterizar uma pessoa por sua escala mais alta, portanto, não é robusto.
Estado e traço: espera-se que as sete escalas sejam estáveis ao longo de semanas e meses; seus valores de teste-reteste (Tabela 3) quantificam quanta mudança é típica dentro de duas semanas a três meses. Uma mudança só é interpretável quando excede a diferença crítica.
Até 16 de setembro de 2026, havia 155.609 participações completas, 129.800 delas em alemão. A participação é voluntária e por iniciativa própria; a maioria das pessoas chega ao ZNI por meio de buscas na web sobre temas de neurodivergência. As amostras são, portanto, autosselecionadas e não representativas da população. Todos os indicadores devem ser lidos com essa ressalva.
| Etapa | n |
|---|---|
| Participações em língua alemã enviadas entre 16 de julho e 16 de setembro de 2026 | 9.712 |
| das quais a primeira participação sob a respectiva identificação de usuário | 9.283 |
| das quais com tempo de preenchimento de pelo menos 120 segundos | 9.273 |
| das quais sem padrão de respostas cujas respostas brutas (1 a 5) tenham desvio padrão abaixo de 0,5 | 9.270 |
Todos os valores de fidedignidade e de normas desta documentação referem-se a essas 9.270 pessoas (a seguir: amostra normativa). Variar as regras de seleção (sem filtro de tempo, com 180 segundos, com janelas de tempo anteriores; análise de 15 de setembro de 2026) altera as fidedignidades em no máximo .02 e as médias em poucos pontos; não há seleção que melhore os indicadores de forma apreciável.
Descrição da amostra normativa: o ZNI não coleta dados demográficos; idade, gênero, escolaridade e país de residência das pessoas participantes são desconhecidos. Conhecem-se o idioma (alemão; Alemanha, Áustria e Suíça não são distinguíveis), o tempo de preenchimento (Seção 2.1) e o uso predominante de smartphones. A ausência de dados demográficos é uma limitação destas normas (Seção 9).
Duas participações sob a mesma identificação de usuário em alemão: 1.795 pares com intervalo de 14 a 90 dias e 2.692 pares com intervalo de 91 a 365 dias. Uma parte desses pares não vem da mesma pessoa, porque uma identificação de usuário é ocasionalmente repassada a familiares; essa parte foi estimada (Seção 6.2), e os valores de estabilidade são relatados tanto como observados quanto como corrigidos.
445 pessoas que responderam aos instrumentos estabelecidos (Seção 1.3) e ao ZNI, com intervalo mediano de 160 dias entre as duas aplicações.
Tabela 1. Versões linguísticas: tamanho da amostra e consistência interna das sete escalas (alfa, amplitude entre as escalas).
| Idioma | n | Alfa das sete escalas |
|---|---|---|
| Espanhol | 2.978 | .77 a .89 |
| Francês | 2.979 | .71 a .88 |
| Português | 2.985 | .73 a .90 |
| Turco | 2.024 | .74 a .89 |
| Italiano | 692 | .72 a .90 |
| Inglês | 2.965 | .64 a .90 |
A aplicação, a correção e as regras de apresentação dos resultados são totalmente padronizadas e automatizadas. Não há margem de discricionariedade no cálculo das pontuações. Os textos interpretativos são blocos fixos, selecionados a partir das pontuações segundo regras fixas. A objetividade de aplicação, de correção e de interpretação está, portanto, assegurada na medida em que um instrumento de autorrelato pode assegurá-la.
Tabela 2. Consistência interna das sete escalas, amostra normativa (n = 9.270). Alfa de Cronbach (Cronbach 1951) com intervalo de confiança de 95 % (Feldt, Woodruff & Salih 1987); ômega de McDonald (1999) a partir de um modelo unifatorial; discriminação do item como correlação item-total corrigida; erro padrão de medida (EPM) a partir do alfa e da correlação teste-reteste da Tabela 3 (14 a 90 dias).
| Escala | k | Alfa | 95 % | Ômega | r item-total mín. / média | Itens abaixo de .30 | EPM (alfa) | EPM (reteste) |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilidade | 9 | .805 | .799 a .811 | .82 | .27 / .51 | 1 | 7,3 | 8,6 |
| Monotropismo | 10 | .846 | .842 a .851 | .85 | .18 / .55 | 1 | 7,7 | 10,2 |
| Estilo de aprendizagem cinético-cognitivo | 8 | .813 | .807 a .819 | .82 | .41 / .53 | 0 | 8,5 | 10,2 |
| Alexitimia | 10 | .902 | .899 a .905 | .91 | .44 / .66 | 0 | 7,7 | 11,7 |
| Sobrecarga emocional | 6 | .738 | .729 a .746 | .75 | .29 / .48 | 1 | 11,3 | 11,6 |
| Camuflagem | 13 | .911 | .908 a .913 | .91 | .55 / .63 | 0 | 6,6 | 10,1 |
| Autocrítica | 2 | .821 | .813 a .828 | não se aplica | .70 | 0 | 9,2 | 12,5 |
Três itens ficam abaixo da convenção de .30 para a discriminação do item: um em Alta sensibilidade (correlação item-total .27; alfa sem esse item .821 em vez de .805), um em Monotropismo (.18; .861 em vez de .846) e um em Sobrecarga emocional (.29; .751 em vez de .738). Excluí-los elevaria a consistência interna em .01 a .02. Eles são mantidos porque cada um cobre um aspecto de conteúdo que nenhum outro item da escala carrega e porque, sem eles, as escalas não poderiam mais ser examinadas quanto à validade convergente em relação aos instrumentos estabelecidos (Seção 7.2) na mesma composição. Autocrítica consiste em dois itens quase idênticos e é conduzida como indicador, não como escala.
Nenhuma consistência interna é relatada para a pontuação total, porque seu cálculo não é publicado. Sua precisão é determinada pela correlação teste-reteste (Tabela 3); o erro padrão de medida derivado da correlação teste-reteste é de 7,0 pontos.
Tabela 3. Correlações teste-reteste com intervalos de confiança de 95 % (Fisher) para pares sob a mesma identificação de usuário em alemão. Valores corrigidos: correlação observada dividida pela proporção estimada de repetições genuínas (.931; amplitude de .91 a .94, Seção 6.2). A aproximação supõe que os pares de identificações compartilhadas não são correlacionados no nível das escalas e que ambos os subgrupos têm variâncias iguais.
| Indicador | 14 a 90 dias (n = 1.795) | corrigido | 91 a 365 dias (n = 2.692) | corrigido |
|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilidade | .73 (.71 a .75) | .78 | .72 (.70 a .74) | .77 |
| Monotropismo | .73 (.71 a .76) | .78 | .68 (.66 a .70) | .73 |
| Estilo de aprendizagem cinético-cognitivo | .73 (.71 a .75) | .78 | .72 (.70 a .73) | .77 |
| Alexitimia | .77 (.75 a .79) | .83 | .72 (.71 a .74) | .77 |
| Sobrecarga emocional | .72 (.70 a .74) | .77 | .71 (.69 a .73) | .76 |
| Camuflagem | .79 (.77 a .81) | .85 | .74 (.73 a .76) | .79 |
| Autocrítica | .67 (.64 a .69) | .72 | .60 (.58 a .62) | .64 |
| Pontuação de Neurodivergência | .75 (.72 a .77) | .81 | .73 (.71 a .74) | .78 |
A pontuação total situa-se no mesmo nível das escalas; o indicador de dois itens Autocrítica situa-se abaixo dele.
Repetições sob a mesma identificação de usuário não vêm, em todos os casos, da mesma pessoa. Para estimar essa proporção, as 60 respostas dos dois momentos foram comparadas como vetores (todos os pares em língua alemã com intervalo de pelo menos 14 dias, n = 4.915; 2 pares com vetor de respostas constante foram excluídos). Dentro dos pares, os vetores correlacionam-se a uma mediana de .60 (5º percentil: .25); pessoas estranhas emparelhadas ao acaso correlacionam-se a uma mediana de .17 (95º percentil: .45). Apenas 3,3 por cento dos pares ficam abaixo da mediana das pessoas estranhas. A proporção de pares de identificações compartilhadas é estimada pela cauda inferior: a proporção de pares cuja correlação de perfil fica abaixo de um quantil da distribuição dos pares de estranhos, dividida por esse quantil. Nos quantis 10, 25, 50 e 75 dos pares de estranhos, as proporções resultantes de repetições genuínas são .94, .94, .94 e .91, ou seja, cerca de um par em cada quinze é outra pessoa. Os valores corrigidos da Tabela 3 usam a média dessas quatro estimativas, .931; com a menor estimativa, eles seriam até .02 mais altos, e com a maior, .01 mais baixos. Os pares não foram selecionados por semelhança; tal seleção inflaria a estabilidade artificialmente e não é feita.
Os autovalores da matriz de correlações dos 60 itens na amostra normativa são 15,1; 3,7; 3,4; 2,3; 2,2; 1,9; 1,4 e 1,3. O primeiro fator responde por 25 por cento da variância dos itens. Uma análise paralela de componentes principais (Horn 1965; comparação com a média de dez conjuntos de dados aleatórios) indica oito fatores. Em uma solução promax de oito fatores dos 58 itens das escalas (autovalores e análise paralela: todos os 60 itens), sete fatores correspondem às sete escalas; os treze itens da escala Camuflagem, incluindo os três itens de retraimento, carregam em um fator comum; três itens não alcançam carga de .30 em nenhum fator, e o oitavo fator não vincula nenhum item com carga de .30 ou mais. A estrutura é, portanto, um fator geral forte com fatores específicos abaixo dele.
Tabela 4. Ajuste dos modelos confirmatórios, amostra normativa, máxima verossimilhança sobre correlações de Pearson.
| Modelo | Itens | Qui² | gl | CFI | TLI | RMSEA | SRMR |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Sete fatores correlacionados (as escalas desta documentação) | 58 | 43.919 | 1.574 | .822 | .813 | .054 | .059 |
| Modelo bifator: fator geral e sete fatores específicos, ortogonais | 58 | 37.566 | 1.537 | .848 | .837 | .050 | .053 |
Ambos os modelos contêm os 58 itens das sete escalas; o modelo bifator não está aninhado no modelo de sete fatores. Modelos bifatores alcançam, por estrutura, valores de ajuste melhores. O fator específico Autocrítica tem apenas dois indicadores; o modelo bifator foi estimado sem restrição adicional de igualdade sobre essas duas cargas e é apenas fracamente identificado para esse fator (uma estimação com cargas igualadas não convergiu); seus indicadores devem ser lidos com essa limitação. RMSEA e SRMR ficam abaixo de .06 e de .08, respectivamente, para ambos os modelos; CFI e TLI ficam abaixo da convenção de .90 (Hu & Bentler 1999). A razão é o fator geral: os itens correlacionam-se para além das fronteiras das escalas, o que penaliza um modelo com cargas exclusivamente simples. Nesta versão, os modelos foram estimados apenas sobre correlações de Pearson (Seção 9).
A partir do modelo bifator: ômega hierárquico do fator geral .82; variância comum explicada (ECV) do fator geral .47. Ômega específico das escalas (proporção da variância da pontuação da escala atribuível ao fator específico): Alta sensibilidade .35, Monotropismo .49, Estilo de aprendizagem cinético-cognitivo .40, Alexitimia .47, Sobrecarga emocional .23, Camuflagem .49, Autocrítica .60. As pontuações das escalas carregam, portanto, informação própria para além do fator geral, e menos em Sobrecarga emocional. Um modelo de equações estruturais exploratório (ESEM) será acrescentado em uma versão posterior. As sete escalas intercorrelacionam-se de .25 a .54 (Tabela 5).
Tabela 5. Intercorrelações das sete escalas, amostra normativa.
| AS | MO | CC | AL | SE | CA | AC | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilidade (AS) | 1 | .41 | .40 | .32 | .50 | .42 | .34 |
| Monotropismo (MO) | 1 | .51 | .46 | .42 | .39 | .25 | |
| Estilo de aprendizagem cinético-cognitivo (CC) | 1 | .47 | .49 | .42 | .25 | ||
| Alexitimia (AL) | 1 | .42 | .54 | .27 | |||
| Sobrecarga emocional (SE) | 1 | .47 | .36 | ||||
| Camuflagem (CA) | 1 | .42 | |||||
| Autocrítica (AC) | 1 |
A amostra de validação (Seção 3.4) respondeu aos instrumentos estabelecidos (Seção 1.3) no primeiro momento e às escalas do ZNI no segundo. A correlação entre as duas medidas é atenuada pelo intervalo de tempo. A grandeza de referência é, portanto, a correlação de cada instrumento consigo mesmo ao longo da mesma distribuição de intervalos (n = 2.713, ponderada para os intervalos dos pares de validação). A proporção na penúltima coluna é a razão entre a correlação de validação e essa correlação teste-reteste; ela não é uma correção da atenuação no sentido de Spearman, mas indica quanto da concordância alcançável nesse intervalo a escala do ZNI atinge. Numerador e denominador são igualmente atenuados por identificações de usuário compartilhadas, o que se cancela em grande parte na razão.
Tabela 6. Validade convergente das escalas do ZNI em relação aos instrumentos estabelecidos, n = 445, intervalo mediano de 160 dias, intervalos de confiança de 95 % (Fisher); proporções calculadas a partir de correlações não arredondadas.
| Escala do ZNI | Instrumento estabelecido | r | 95 % | Teste-reteste do instrumento | Proporção | Correlação mais alta com outro instrumento |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilidade | HSPS | .70 | .65 a .74 | .73 | 95 % | .39 |
| Monotropismo | Monotropism Questionnaire | .67 | .62 a .72 | .75 | 90 % | .41 |
| Estilo de aprendizagem cinético-cognitivo | CAARS | .69 | .64 a .74 | .72 | 95 % | .30 |
| Alexitimia | TAS-20 | .71 | .66 a .75 | .76 | 94 % | .41 |
| Sobrecarga emocional | Lista de RSD de Dodson (triagem clínica) | .60 | .54 a .66 | .73 | 83 % | .41 |
| Camuflagem | CAT-Q | .69 | .64 a .74 | .72 | 95 % | .57 (lista de Dodson) |
| Autocrítica | sem instrumento de validação próprio | .40 |
Cinco escalas alcançam de 90 a 95 por cento dessa grandeza de referência; sua correlação mais alta com outro instrumento fica entre .30 e .41, e para Camuflagem fica em .57 com a lista de Dodson, porque ambas captam o retraimento por medo de rejeição. A linha Sobrecarga emocional é a convergência com uma lista de triagem clínica e não com um instrumento validado; ela é conduzida como informação de apoio. Autocrítica não tem instrumento de validação próprio; a tabela indica apenas sua correlação mais alta com um dos instrumentos. O delineamento é defasado no tempo; uma aplicação concomitante está planejada (Seção 9).
Para espanhol, francês, português, turco, italiano e inglês, as escalas foram analisadas da mesma maneira (Tabela 1). Soluções promax de sete fatores foram comparadas após rotação alvo para a solução alemã; coeficientes de congruência de Tucker de .95 ou mais contam como iguais, e valores de .85 a .94 como semelhantes (Lorenzo-Seva & ten Berge 2006). As congruências médias são .96 (português), .93 (francês), .92 (turco), .90 (espanhol), .83 (italiano, n = 692) e .82 (inglês); a congruência mais baixa de um fator isolado é .78 (espanhol), .80 (francês), .93 (português), .83 (turco), .28 (italiano) e .53 (inglês). Em espanhol, francês, português, turco e italiano, os desvios dizem respeito à separação entre Camuflagem e Autocrítica, que não se reproduz de forma estável em amostras menores. A invariância de medida no nível das cargas e dos limiares não foi testada; normas são relatadas apenas para a versão alemã.
A validade de critério em relação a diagnósticos clínicos não foi investigada. O ZNI não reivindica sensibilidade nem especificidade para nenhum diagnóstico e não contém pontos de corte. As designações "associado a" na Seção 1.2 descrevem proximidade conceitual, não predição.
O grupo de referência é a amostra normativa (Seção 3.2): 9.270 pessoas de língua alemã que responderam ao ZNI pela primeira vez entre julho e setembro de 2026, depois de procurá-lo por conta própria. Não é uma amostra populacional, e sua composição demográfica é desconhecida. Todos os percentis indicam onde uma pessoa se situa em relação a pessoas que procuram um teste desse tipo por iniciativa própria. Para o uso no instrumento, os valores normativos são calculados a partir desse grupo e então congelados; uma nova normatização aparece como uma nova versão.
Tabela 7. Distribuição das sete escalas e da pontuação total, amostra normativa: média, desvio padrão e pontuações das escalas nos percentis.
| Indicador | M | DP | P5 | P10 | P25 | P50 | P75 | P90 | P95 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Alta sensibilidade | 75,6 | 16,6 | 44 | 53 | 67 | 78 | 89 | 94 | 100 |
| Monotropismo | 63,0 | 19,7 | 28 | 35 | 50 | 65 | 78 | 88 | 92 |
| Estilo de aprendizagem cinético-cognitivo | 62,2 | 19,6 | 28 | 34 | 50 | 62 | 78 | 88 | 91 |
| Alexitimia | 52,1 | 24,5 | 10 | 18 | 35 | 52 | 70 | 85 | 90 |
| Sobrecarga emocional | 61,5 | 22,0 | 21 | 29 | 46 | 62 | 79 | 92 | 96 |
| Camuflagem | 60,3 | 22,0 | 19 | 29 | 46 | 63 | 77 | 87 | 92 |
| Autocrítica | 84,7 | 21,7 | 38 | 50 | 75 | 100 | 100 | 100 | 100 |
| Pontuação de Neurodivergência | 75,7 | 13,9 | 50 | 57 | 67 | 77 | 86 | 92 | 95 |
Autocrítica apresenta efeito teto: metade do grupo de referência atinge a pontuação máxima, e os percentis na faixa superior são, por isso, grosseiros.
Extensões planejadas: um estudo de teste-reteste com consentimento explícito para a repetição; uma aplicação concomitante das escalas do ZNI com os instrumentos estabelecidos; um modelo ESEM e a estimação sobre correlações policóricas para os modelos de sete fatores; um teste da invariância de medida entre os idiomas; a coleta de idade e gênero para análises de equidade.
As respostas das pessoas participantes são tratadas de forma confidencial, não são repassadas e foram analisadas para esta documentação apenas de forma agregada. Outros indicadores agregados estão à disposição de profissionais mediante solicitação à Zensitively. Os textos dos itens, a chave de correção e o cálculo da pontuação total não são publicados.
Registro de versões: versão 1.0, setembro de 2026, primeira publicação; conjunto de constantes ZNI-1.0-2026-09-16, calculado a partir da amostra normativa da Seção 3.2.
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Aron, E. N., & Aron, A. (1997). Sensory-processing sensitivity and its relation to introversion and emotionality. Journal of Personality and Social Psychology, 73(2), 345–368.
Bagby, R. M., Parker, J. D. A., & Taylor, G. J. (1994). The twenty-item Toronto Alexithymia Scale: I. Item selection and cross-validation of the factor structure. Journal of Psychosomatic Research, 38(1), 23–32.
Christiansen, H., Hirsch, O., Abdel-Hamid, M., & Kis, B. (2014). CAARS. Conners Skalen zu Aufmerksamkeit und Verhalten für Erwachsene. Deutschsprachige Adaptation [adaptação em língua alemã]. Hogrefe.
Conners, C. K., Erhardt, D., & Sparrow, E. (1999). Conners' Adult ADHD Rating Scales (CAARS). Technical manual. Multi-Health Systems.
Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16(3), 297–334.
Diagnostik- und Testkuratorium (2018). Testbeurteilungssystem des Diagnostik- und Testkuratoriums der Föderation Deutscher Psychologenvereinigungen (TBS-DTK), revidierte Fassung vom 15. Dezember 2017 [Sistema de Avaliação de Testes do Curatório de Diagnóstico e Testes da Federação das Associações Alemãs de Psicologia]. Psychologische Rundschau, 69(2), 109–116.
Dodson, W. (n.d.). Rejection Sensitive Dysphoria self-test. ADDitude Magazine. https://www.additudemag.com/rejection-sensitive-dysphoria-adhd-symptom-test/
Feldt, L. S., Woodruff, D. J., & Salih, F. A. (1987). Statistical inference for coefficient alpha. Applied Psychological Measurement, 11(1), 93–103.
Garau, V., Murray, A. L., Woods, R., Chown, N., Hallett, S., Murray, F., Wood, R., & Fletcher-Watson, S. (2023). The Monotropism Questionnaire. OSF Preprints. https://doi.org/10.31219/osf.io/ft73y
Horn, J. L. (1965). A rationale and test for the number of factors in factor analysis. Psychometrika, 30(2), 179–185.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis. Structural Equation Modeling, 6(1), 1–55.
Hull, L., Mandy, W., Lai, M.-C., Baron-Cohen, S., Allison, C., Smith, P., & Petrides, K. V. (2019). Development and validation of the Camouflaging Autistic Traits Questionnaire (CAT-Q). Journal of Autism and Developmental Disorders, 49(3), 819–833.
Lorenzo-Seva, U., & ten Berge, J. M. F. (2006). Tucker's congruence coefficient as a meaningful index of factor similarity. Methodology, 2(2), 57–64.
McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified treatment. Lawrence Erlbaum.
Murray, D., Lesser, M., & Lawson, W. (2005). Attention, monotropism and the diagnostic criteria for autism. Autism, 9(2), 139–156.