Evidências métricas da adaptação da Escala de Dominância Social numa amostra portuguesa¹

 

Metric Evidences of the adaptation of the Social Dominance Scale in a portuguese sample

 

Evidencias de validez da la adaptación de la escala de dominancia social en una muestra portuguesa

 

 

Jean-Christophe Giger; Alejandro Orgambídez-Ramos; Gabriela Gonçalves; Joana Santos; Alexandra Gomes²

Universidade do Algarve

 

 

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RESUMO

Este estudo tem como objetivo apresentar evidências de validação da escala de Orientação para a Dominância Social para a população portuguesa. Participaram 910 pessoas, sendo a maioria do sexo feminino (58,7%), com idades variando de 18 a 81 anos (M=34,09; DP=11,57). Foram realizadas análises de consistência interna, fatorial exploratória (n=455) e fatorial confirmatória (n=455). Os resultados mostram o modelo de dois fatores como mais adequado do que o modelo original e com bom valores de consistência interna. Concluiu-se que esse é um instrumento psicometricamente adequado. Reitera-se a premência de continuar a estudar a da análise da validade de critério em relação ao sexismo ambivalente, neossexismo e personalidade autoritária.

Palavras-chave: dominância; estrutura fatorial; consistência interna; análise fatorial exploratória; análise fatorial confirmatória.

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ABSTRACT

This study aims to present evidences of the validity of the social dominance orientation scale for Portuguese population. Participants were 910 Portuguese people. Most of them were women (58.7%), with ages ranging from 18 to 81 years (M=34.09; SD=11.57). Reliability analysis, exploratory factor analysis (n=455) and confirmatory factor analysis (n=455) were carried out. Results supported a two-component model for the SDO scale, which displayed a better fit than the original one-factorial structure. The scale showed good psychometric properties. In conclusion, the SDO is a psychometrically adequate instrument, being better represented by a two-component model. Future studies should examine the criterion validity through the analysis of the relationship of social dominance with ambivalent sexism, neosexism and authoritarian personality, among others.

Keywords: dominance; factor structure; internal consistency; exploratory factor analysis. confirmatory factor analysis.

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RESUMEN

El objetivo de este estudio es presentar evidencias de validez de la adaptación de la escala de orientación a la dominancia social en una muestra portuguesa. Participaron 910 personas de varios puntos de Portugal, siendo la mayoría de los participantes mujeres (58,7%) con edades comprendidas entre los 18 y los 81 años (M=34,09; DP=11,57). Se realizaron análisis de consistencia interna, análisis factorial exploratoria (n=455) y análisis factorial confirmatoria (n=455). Los resultados mostraron que el modelo de dos factores tuvo un mejor ajuste que el modelo unidimensional original, mostrando buenos valores de consistencia interna. Considerado una estructura de dos factores, la escala demuestra ser un instrumento psicométricamente adecuado. Futuros estudios deberán analizar la validez de criterio a través de las relaciones con el sexismo ambivalente, el neosexismo y la personalidad autoritaria, entre otras.

Palabras-clave: orientación; estructura factorial; consistencia interna; análisis factorial exploratorio; análisis factorial confirmatorio.

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A maioria das formas de conflito intergrupal e de discriminação, tais como o racismo ou o sexismo, podem ser entendidas como consequências da tendência humana de formar hierarquias sociais baseadas em grupos (Silván-Ferrero & Bustillos, 2007). De acordo com os pressupostos da teoria da Dominância Social (Pratto, Sidanius, Stallworth, & Malle, 1994; Sidanius & Pratto, 1999), as sociedades humanas tendem a se estruturar como sistemas baseados em hierarquias, em que um grupo se constitui hegemônico. O grupo dominante caracteriza-se por ter um valor social ou político (influência, status social etc.) ou acesso a recursos (habitação, educação ou saúde) bastante superior ou mais positivo em comparação aos demais grupos sociais. De acordo com Pratto et al. (1994), os indivíduos apresentam um traço de personalidade em relação à sua orientação para a dominância social (SDO), definido pela predisposição para as relações intergrupais hierárquicas. Essa teoria e a sua pertinência social motivaram a realização de vários estudos que mostraram que a SDO está relacionada a ideologias que envolvem preconceito e apoio a políticas chauvinistas, sendo um forte preditor de atitudes negativas para com os direitos das mulheres (Heaven, 1999) dos imigrantes ilegais (Basset, 2010) e dos gays e lésbicas (Whitley & Aegisdóttir, 2000).

Para medir a orientação para a dominância social (SDO), Pratto et al. (1994) construíram uma escala. Não conhecemos nenhuma adaptação dessa escala, ou de outra medida confiável, que permita suportar a análise das desigualdades sociais e, em consequência, permitir o desenho de intervenções eficazes no combate à discriminação e violência entre grupos para o população portuguesa. Nesse sentido, é nosso objetivo adaptar e validar a escala SDO (Pratto et al., 1994) para a população portuguesa.

Teoria da Dominância Social

Segundo Sidanius, Levin, Federico, e Pratto (2001), em todas as sociedades há sistemas sociais sustentados em hierarquias centradas no sexo e na idade. Assume-se que adultos têm maior poder sobre as crianças e os jovens, e que a estrutura social tende a favorecer os homens em detrimento das mulheres, atribuindo-lhes maiores níveis de poder social e político (Cárdenas, Meza, Lagues, & Yáñez, 2010; Glick & Fiske, 1996; Pratto & Walter, 2004). Por outro lado, quando em determinadas sociedades se produzem excedentes econômicos, surgem diferenciadores sociais, com base em outros critérios, de carácter aleatório, como raça, etnia, cultura, classe social, religião ou orientação política (Silván-Ferrero & Bustillos, 2007).

A teoria da dominância social pretende analisar e explicar os processos e mecanismos que produzem e mantêm essas hierarquias sociais. Sidanius e Pratto (2004) identificaram três processos que dirigem e mantêm as ditas estruturas: a assimetria comportamental, a discriminação individual e a discriminação institucional. Esses processos são regulados por crenças, valores, estereótipos, atribuições e ideologias que promovem a igualdade ou desigualdade social, fornecendo argumentos e justificativas de caráter moral e intelectual. Ou seja, a ética protestante e o direito à preguiça em relação ao trabalho, o socialismo e neoliberalismo em relação à sociedade. (Sidanius et al., 2001; Sidanius & Pratto, 2004; Sidanius, Pratto, Van Laar, & Levin, 2004).

A assimetria comportamental (Pratto et al., 2000; Sidanius & Pratto, 2004; Silván-Ferrero & Bustillos, 2007) diz respeito às diferenças no comportamento dos indivíduos em função do grupo social a que pertencem, sejam eles membros de grupos hegemônicos ou membros de grupos desfavorecidos. Em certas situações, os próprios indivíduos pertencentes a grupos desfavorecidos assumem comportamentos e condutas que mantêm e apoiam a sua subordinação social, na medida em que, ao em vez de resistir à discriminação e à opressão, tomam medidas que favorecem o sistema de desigualdade. Na assimetria comportamental, há que se destacar a assimetria ideológica, que se refere ao fato de as atitudes e preferências do grupo dominante estarem fortemente orientadas por valores de dominância social em comparação aos grupos subalternos. A título ilustrativo, Sidanius, Feshbac, Levin, e Pratto (1997) observaram que, no grupo dominante caucasiano, a dominância social estava relacionada ao sentimento patriótico, o que não sucedia com os outros grupos étnicos (asiáticos, hispânicos e africano- americanos), nos quais não se observava nenhuma relação, ou ela era negativa.

A variabilidade de indivíduo para indivíduo no efeito dos mitos legitimados pela justificação do sistema de igualdade-desigualdade, leva Sidanius e Pratto (1999) a proporem a orientação para a dominância social (SDO) como a predisposição para as relações intergrupais hierárquicas e não igualitárias (Pratto et al., 1994; Sidanius, Pratto, & Bobo, 1994; Sidanius, Pratto, & Rabinowitz, 1994). Com base nessa perspectiva, mais recentemente, diversos autores têm procurado analisar a relação da SDO com dimensões da personalidade. Por exemplo, Sibley e Duckitt (2008), recorrendo à metanálise, observaram que a agradabilidade parece ser o fator do Big Five com maior correlação negativa com SDO.

Pratto et al. (1994) encontraram relações positivas entre SDO e as medidas de políticas militares e punitivas (por exemplo, pena de morte) e relações negativas com as políticas de promoção de igualdade. Estudos posteriores mostraram o carácter cultural do suporte da SDO dos mitos legitimadores (Pratto et al., 2000). Além disso, estudos transculturais mostraram, no âmbito da denominada hipótese da invariância de sexo, que homens obtêm pontuações mais altas em SDO do que mulheres, o que corrobora o pressuposto da teoria da dominância social (SDO) sobre a existência de hierarquias universais (Pratto, Stallworth, & Sidanius, 1997; Pratto et al., 2000).

De acordo com Jost e Thompson (2000), a SDO pode ser vista como uma medida de justificação do sistema, incluída na teoria geral de Jost e Banaji (1994). Para esses autores, a teoria da Justificação do Sistema (Social Justification Theory) expressa o processo pelo qual diferentes convenções sociais são legitimadas, em detrimento de interesses pessoais e de grupo (Jost & Banaji, 1994; Jost & Thompson, 2000). Importa destacar duas das justificativas para o ocorrência desse fenômeno: 1. a justificação do grupo, ou o desejo de desenvolver e manter uma imagem favorável do próprio grupos e dos seus membros; e 2. a justificação do sistema, que capta as necessidades psicológicas e sociais para justificar o status quo, considerando-o como algo bom, justo, natural, inevitável e desejável. Para Jost, Banaji, e Nosek (2004), a orientação para a dominância social descreve as duas razões acima mencionadas. Por um lado, o fator de orientação para a dominância grupal pode ser entendido como uma forma de justificação do grupo. Por outro lado, o fator de oposição à igualdade pode ser entendido como uma forma de justificação do sistema (Jost et al., 2004; Jost & Thompson, 2000). Essas descobertas levaram a uma ajustamento na definição da SDO, aproximando-a das ideias da Teoria da Justificação do Sistema.

A SDO é o desejo geral de relações desiguais entre grupos sociais, independentemente de envolverem dominação ou subordinação do grupo (Sidanius et al., 2001). Em consonância com essa definição, Overbeck, Jost, Mosso, e Flizik (2004) observaram que os membros de grupos desfavorecidos com valores elevados em SDO adotaram estilos de justificação do sistema em vez de resistência ao sistema de status quo. A Orientação para a Dominância Social tem mostrado relações com outros constructos associados ao preconceito e às relações intergrupais. Vários estudos mostram que a SDO está fortemente correlacionada ao racismo clássico (Sidanius, Pratto, & Bobo, 1996), ou com o patriotismo (Sidanius et al., 1997), bem como ao autoritarismo, principalmente à escala Right Wing Authoritarianism (RWA; Halkjelsvik & Rise, 2014). Na mesma linha, observaram-se correlações entre baixas pontuações na SDO e atitudes igualitárias entre homens e mulheres (Lippa & Arad, 1999). Em geral, pessoas com altos valores na escala SDO têm atitudes negativas em relação às pessoas pertencentes a grupos de baixo status ou com pouco poder social (Duckitt, 2006).

O mesmo acontece em relação à ideologia de sexo e ao sexismo. Pratto e Walter (2004) consideram o poder como uma variável relevante para a compreensão das relações entre homens e mulheres. De acordo com a teoria da dominância social, a ideologia de gênero constitui um dos mitos legitimados da desigualdade (Sidanius & Pratto, 1999). A orientação para a dominância social implica a tendência a preferir relações hierárquicas entre grupos e a considerar os membros do grupo de pertença como superior, pelo que pode ser considerado um dos fatores psicológicos que induzem à aceitação dos mitos que legitimam a desigualdade entre gêneros. A assimetria de comportamento em grupos desfavorecidos (como no caso das mulheres) implica pessoas, em determinadas circunstâncias, adotarem papéis submissos e tradicionais (no caso das mulheres, objeto romântico), em vez de resistirem à discriminação e opressão.

Escala de Dominância Social

Pratto et al. (1994) criaram uma escala unidimensional, originalmente com 14 itens, e com 16 na versão final, para medir a orientação para a dominância social. Após a construção da escala de Pratto et al. (1994), surgiu uma forte controvérsia sobre a unidimensionalidade ou não da SDO, especialmente a partir do estudo de Jost e Thompson (2000). Os estudos desses autores levaram a considerar dois possíveis fatores da escala SDO: um fator de oposição à igualdade e um fator de orientação para a dominância grupal.

Entre os defensores da unidimensionalidade estão os autores da escala original (Pratto et al., 1994), que encontram suporte nos estudos realizados por Sidanius et al. (1997). Apesar de Sidanius e Pratto, em 1999, terem observado uma estrutura com duas dimensões, os autores defendem o modelo unidimensional, pelo fato deas dimensões estarem altamente correlacionadas, e alegam que até aquele momento nenhuma evidência empírica foi encontrada para podermos considerar as duas dimensões da escala SDO como independentes.

No entanto, Jost e Thompson (2000) encontraram uma estrutura de dois fatores em torno à oposição para a igualdade e a orientação para a dominância grupal. Essa estrutura aparece tanto se os itens relativos ao fator oposição à igualdade estiverem em sentido inverso aos itens do fator orientação para a dominância grupal (formato original da escala, estudos 1 e 2 de Jost e Thompson, 2000) como no caso de a metade dos itens de cada fator aparecerem contrabalançados (estudos 3 e 4 de Jost e Thompson, 2000).

Com base na estrutura de dois fatores da escala, os resultados do estudo de Peña e Sidanius (2002) mostraram que o patriotismo não estava relacionado à oposição à igualdade em nenhum dos dois grupos observados (alto e baixo status). No entanto, a orientação para a dominância grupal previu altos níveis de patriotismo no grupo de alto status (caucasianos), enquanto que no grupo de baixo status (hispânicos, africano-americanos, asiáticos) previu baixos níveis de patriotismo. Esses resultados contrariam parcialmente a relação observada por Sidanius et al. (1997) e a estrutura unidimensional da escala, permitindo enquadrar a SDO na teoria da justificação do sistema.

Estudos posteriores de validação da escala de Orientação para a Dominância Social oferecem evidências a favor da estrutura de dois fatores, nomeadamente o estudo de Silván-Ferrero e Bustillos (2007), com uma amostra espanhola de 312 estudantes universitários.

As análises confirmatórias realizadas mostraram que, embora o modelo de um fator apresentasse uma ajuste significativo, os valores dos indicadores eram superados pelo modelo de dois fatores proposto por Jost e Thompson (2000).

Resultados semelhantes foram obtidos por Cárdenas et al. (2010) com uma amostra de estudantes chilenos. Ainda que ambos os modelos observados fossem adequados, as análises fatoriais confirmatórias mostraram melhor ajustamento, em todos os índices, no modelo de dois fatores.

Mais recentemente, um estudo com sete amostras dos Estados Unidos e de Israel obtiveram resultados similares, apesar da SDO funcionar bem como uma estrutura unitária, os resultados apontam para melhor ajustamento com a estrutura de dois fatores (Ho et al., 2012).

Porém, Fernandes e De Almeida (2008), com uma amostra de universitários brasileiros, replicaram a estrutura unidimensional da escala de dominância social através de uma análise fatorial exploratória.

Dos vários estudos referidos, podemos concluir que ambos os modelos de estrutura da escala apresentam bons ajustes. No entanto, nos estudos consultados, a estrutura de dois fatores da escala teve melhores ajustes, o que pode ser interpretado como a melhor estrutura poderá depender da população analisada. Nesse sentido, e considerando a importância da avaliação da orientação para a dominância social de uma dada população para a construção de uma intervenção adequada, o objetivo do presente estudo é apresentar evidências de validade da adaptação à população portuguesa da escala de Orientação de Dominância Social de Pratto et al. (1994) pela análise da estrutura fatorial e dos valores métricos de consistência interna.

 

Método

Participantes

Participaram voluntariamente no estudo 910 pessoas de várias regiões de Portugal, sendo 534 mulheres (58,7%) e 376 homens (41,3%) com idades entre 18 e 81 anos (M=34,12; DP=11,53). A amostra foi recolhida por meio de uma metodologia não probabilística, por conveniência. Os critérios de inclusão foram nacionalidade portuguesa e idade maior que 18 anos.

Instrumentos

O instrumento de autopreenchimento é composto pelo escala SDO (Pratto et al., 1994) e por itens sociodemográficos (idade e sexo).

A Escala de Orientação Social é um instrumento composto por 16 itens, sendo oito itens referentes à igualdade (por exemplo, "seria bom que todos os grupos pudessem ser iguais") e oito itens referentes à dominância (por exemplo, "alguns grupos de pessoas, simplesmente, são inferiores a outros grupos"), respondidos numa escala de sete valores, com os seguintes extremos: 1 = Extremadamente negativo, e 7 = Extremadamente positivo. Depois da inversão dos itens 2, 5, 7, 8, 9, 10, 13 e 15, a pontuação total foi obtida pela soma das respostas em cada item. Quanto maior a pontuação registada, mais elevado o nível orientação à dominância social. Esse instrumento foi elaborado originalmente em língua inglesa por Pratto et al. (1994), de forma a garantir a validade aparente, e adaptado com base no método DIF (Hambleton, Merenda, & Spielberger, 2006). A escala foi inicialmente traduzida do inglês para o português, sendo posteriormente traduzida do português para o inglês. Esta última tradução foi realizada por dois ingleses residentes em Portugal. As versões (original e retraduzidas) foram, numa etapa seguinte, comparadas, corrigidas e adequadas, em concordância aos contributos dos investigadores, dos tradutores e ainda de três especialistas da área científica, até se ter atingido o grau de satisfação. De forma a garantir a adequação e compreensão dos itens, foi realizado um pré-teste com vinte participantes (não incluídos na amostra final). No debriefing, nenhum participante relatou dificuldades de compreensão.

Procedimento

Todos os questionários foram respondidos individualmente. No caso dos participantes estudantes, os questionários foram aplicados coletivamente (em sala de aula) ou individualmente (na biblioteca das universidades). No caso dos trabalhadores, foram aplicados de forma individual (no local de trabalho). Foram informados de que estava sendo realizado um estudo de validação de um instrumento para medir um traço de comportamento humano. O consentimento de participação voluntária foi obtido verbalmente, tendo sido garantido o anonimato e confidencialidade de suas respostas, uma vez que todos os dados seriam tratados coletivamente. A informação recolhida foi posteriormente organizada e analisada de acordo com os objetivos do estudo.

Análise de Dados

Os dados foram analisados recorrendo ao STATA v.13, e a significância foi assumida ao nível de 0,05. As propiedades métricas da escala foram testadas com base nos valores descritivos dos itens (média, desvio padrão, skewness, curtose), análise fatorial exploratória (AFE), análise fatorial confirmatória (AFC) e análise de consistência interna. De modo a garantir a validade cruzada e realizar as análises fatorial exploratória e confirmatória (Worthington & Whittaker, 2006), a amostra foi dividida aleatoriamente em duas partes, e, portanto, 455 participantes para cada uma das análises fatoriais.

Para a análise fatorial exploratória recorreu-se ao método de extração de fatores comuns e com rotação oblimin sobre os itens da SDO. Aplicou-se a rotação oblíqua dado que: (a) as correlações entre fatores são comuns nas ciências sociais; e (b) ambas rotações, ortogonal e oblíqua, mostram resultados semelhantes caso os fatores não estejam correlacionados (Cabrera-Nguyen, 2010; Henson & Roberts, 2006). Para determinar o número de fatores a extrair, utilizaram-se como critérios a análises dos eigenvalues (Kaiser, 1961), o screen test de Cattel (Cattell & Vogelmann, 1977) e o Parallel Test (Ledesma & Valero-Mora, 2007).

Para elaborar a análise confirmatória para testar o modelo unidimensional (Pratto et al., 1994) ou o modelo de dois fatores da escala (Jost & Thompson, 2000), utilizou-se o método de máxima verosimilhança (maximum likelihood, ML). O método ML é robusto à violação do pressuposto da normalidade se a assimetria e achatamento das distribuições das variáveis manifestas não forem muito grandes (Marôco, 2010; Schermelleh- Engel, Moosbrugger, & Müller, 2003). Além disso, foi utilizado o método jacknife como técnica de estimação de parâmetros e intervalos de confiança (Berger, 2007). Essa técnica calcula novas amostras N-1, em que N é o tamanho da amostra original. Cada vez que é criada uma nova amostra, uma observação diferente é omitida. A vantagem desse processo é a facilidade para identificar observações relevantes pela análise das mudanças nos parâmetros estimados.

 

Resultados

Caracterização da escala

De forma a caracterizar melhor a escala utilizada, foram observadas as médias de resposta dos participantes para cada item, bem como indicadores referentes à sua normalidade com recursos à assimetria (ver Tabela 1).

 

 

A distribuição tem enviesamento positivo, ou seja, é assimétrica à direita, centrada no lado esquerdo da escala, ou seja, nas respostas de "extremadamente negativo". Relativamente à curtose, todos os valores observados são positivos, indicando distribuições leptocúrticas. A média dos 16 itens e a dimensão orientação para a dominância grupal apresentam uma distribuição normal. Apesar do valor de assimetria dever ser próximo de zero (entre -0,5 e +0,5) para a distribuição poder ser considerada simétrica (Runyon, Haber, Pittenger, & Coleman, 1996), podemos aceitar valores de assimetria entre -3,0 e +3,0 (Kline, 1998). Com exeção do item 8, todos os itens registram uma média inferior a 3. Apesar de superior a 3, essa diferença não é significativa, e é inferior ao valor central da escala.

Análise fatorial exploratória

O valor KMO (KMO=0,89) e o teste de esfericidade de Bartlett (χ²(120)=6126,09, p<0,001) indicaram que a estrutura fatorial pode ser interpretada a partir dos dados. Foi realiza uma análise fatorial exploratoria com a amostra aleatória 1 (n=455 participantes), com recurso ao método de extração de fatores comuns com rotação oblimin sobre os itens da escala. Para a extração do número de fatores foi utilizado a análise dos eigenvalues e do screen test, assim como a realização do parallel test. Os resultados replicaram a estrutura fatorial proposta por Jost e Thompson (2000). Encontraram-se dois fatores que explicam 73,89%, estando os itens agrupados de modo idêntico ao proposto pelos autores. O primeiro fator definido como orientação para a dominância grupal explica 57,94%, da variância total, enquanto o segundo fator definido como oposição à igualdade explica 15,95%. A solução rodada pode ser observada na Figura 1.

 

 

Análise fatorial confirmatória

Para a análise fatorial confirmatória, foram considerados, de partida, dois modelos: Modelo 1, de um fator, com todos os itens saturando um único fator, tal como proposto por Pratto et al. (1994); e Modelo 2, de dois fatores de primeira ordem, como proposto por Jost e Thompson (2000), sendo o fator orientação para a dominância grupal composto pelos itens 1 a 8, enquanto o fator oposição à igualdade integra os itens 9 a 16.

Em primeiro lugar, o critério de normalidade multivariada dos dados (Doornik & Hansen, 2008) foi explorado. Usando a macro do programa STATA desenvolvida por Baun e Cox (2007), observou-se que a maioria dos valores de assimetria e curtose foram significativos, com valores do teste de Mardia sobre assimetria e curtose de 31,88 e 404,87 (p<0,001), respetivamente. Além disso, o teste de Dooknik-Hansen (Doornik & Hansen, 2008) rejeita a hipótese nula de normalidade multivariada (p<0,001). Esses resultados sugerem desvios dos dados da normalidade e, consequentemente, decidiu-se utilizar o método de máxima verosimilhança com o método jacknife de estimação de parámetros e intervalos com o cálculo de 454 amostra (Berger, 2007) para cada análise confirmatória.

Dado o método de estimação utilizado, foram utilizados os seguintes indicadores de ajuste dos modelos (Berger, 2007; Hu & Bentler, 1999; Marôco, 2010; Schermelleh-Engel et al., 2003): RMSEA, AIC, BIC, CFI, TLI e SRMR. De forma geral, valores para CFI e TLI próximos à 0,95 são indicativos de um modelo com um bom ajustamento; para os indices SRMR e RMSEA, valores menores que 0,10 indicam um ajuste adequado. Em relação ao AIC e BIC, são indices apropriados quando é necessário comparar vários modelos alternativos que se ajustem igualmente aos dados. Valores baixos indicam um melhor ajustamento, de forma que o modelo com os menores valores em AIC e BIC pode ser considerado mais adequados (Hu & Bentler, 1999). A Tabela 2 apresenta os indices de ajuste dos Modelo 1 e Modelo 2.

O Modelo 2 (de dois fatores) mostrou-se mais adequado, sendo estatisticamente superior ao Modelo 1 (um fator) em todos os indicadores analisados. Os seguintes indicadores de ajuste foram observados para esse modelo: χ²(103)=825,08, p<0,001, TLI=0,86, CFI=0,88, RMSEA=0,09 IC90% [0,084-0,095], SRMR=0,06, AIC=50280,37, BIC=50514,64.

Com o objetivo de melhorar o ajustamento do modelo, procedeu-se à interpretação da matriz dos resíduos estandardizados, que indica a possibilidade de um melhor ajustamento. A partir da interpretação dessa matriz liberam-se as estimações dos parâmetros de correlação entre covariâncias de erro com um resíduo superior a ±1,96 sucessivamente. Considerando que podemos aumentar o ajustamento do modelo ao correlacionar itens com palavras comuns (Cabrera-Nguyen, 2010), analisamos correlações entre os itens 6 e 7 (posição dos grupos na sociedade), 15 e 16 (igualdade nos rendimentos na sociedade), 11 e 14 (trato igualitário), 10 e 12 (igualdade como meta) e 9 e 10 (oportunidades).

Foi realizada uma nova análise fatorial confirmatória, cujos resultados podem ser comparados na Tabela 2. O Modelo 3 (de dois fatores modificado) mostrou-se mais adequado do que o Modelo 2. Os seguintes indicadores foram observados para esse modelo: χ²(98)=462,17, p<0,001, TLI=0,93, CFI=0,94, RMSEA=0,06 IC90% [0,059-0,071], SRMR=0,05, AIC=49927,46, BIC=50185,64.

Em geral, podemos observar que o ajuste é superior nos modelos de dois fatores. Quando ao TLI e CFI, valores exima de 0,90 são considerados bons, e acima de 0,95, muito bons (Hu & Bentler, 1999; Marôco, 2010). Nesse sentido, pode-se observar que, embora o modelo de um fator apresente um ajustamento significativo aos dados, é superado pelos modelos de dois fatores, já que os valores TLI e CFI estão mais próximos da unidade. Um maior apoio aos modelos de dois fatores é representado pelo RMSEA e pelo SRMR, visto que apenas esses modelos mostram alguns fatores de ajustamento significativo abaixo 0,10. Igualmente, os valores AIC e BIC são mais baixos nos modelos de dois fatores em comparação com o modelo de um fator (Marôco, 2010).

Evidências métricas baseadas na estrutura interna

Tendo como referência o modelo de dois fatores, foi calculado para cada fator a sua consistência interna (alfa de Cronbach, α) e a homogeneidade dos itens (r_i.t), observando-se os seguintes resultados: fator orientação à dominância grupal, α=0,83 e ri.t=0,55 (amplitude=0,37 a 0,63); e fator oposição à igualdade, α=0,88 e r_i.t=0,65 (amplitude=0,40 a 0,72). Os valores de consistência interna são similares aos observados em estudos anteriores, como, por exemplo, de Cardenas et al. (2010), de 0,88 e 0,79, e de Jost e Thompson (2000), de 0,84 e 0,85, para os fatores de orientação à dominância grupal e oposição à igualdade, respetivamente.

 

Discussão

Este estudo teve como principal objetivo analisar características métricas da adaptação para a população portuguesa da Escala de Orientação para a Dominância Social (no original, Social Dominance Orientation) de Pratto et al. (1994). Embora a técnica de amostragem e o N da amostra não permitam a generalização dos resultados, o nosso objetivo não fica limitado a essa característica, na medida em que a amostra atendeu ao critério mínimo de 10 participantes por cada item, e é superior ao número de duzentos participantes requeridos para análises estatísticas mais avançadas, como a análise fatorial confirmatória (Watkins, 1989).

Os resultados obtidos mostram uma boa fiabilidade na adaptação, similar à obtida no estudo original, pelo que se pode dizer que tem consistência interna adequada. Os coeficientes observados cumprem o critério de corte recomendado na literatura, de 0,70 (Pasquali, 2003). Um índice complementar de confiabilidade é a correlação item-total, que no presente estudo se situa acima de 0,30, valor recomendado por Nunnally e Berstein (1995).

Por outro lado, no presente estudo confirma-se, tanto de forma exploratória como confirmatória, a existência de dois fatores subjacentes à escala. Na linha defendida por Jost e Thompson (2000), a estrutura de dois fatores mostra uma maior validade de constructo do que a estrutura de um fator proposta originalmente. Esses resultados são coerentes aos obtidos por Silván-Ferrero e Bustillo (2007) e Cárdenas et al. (2010), e contrários aos expressos por Fernandes e De Almeida (2008), que mostraram um maior apoio à unidimensionalidade, mediante análises fatorias exploratórias.

Silván-Ferrero e Bustillo (2007), em relação à estrutura fatorial da SDO, observaram que o ajustamento era maior no modelo de dois fatores de Jost e Thompson (2000). De forma semelhante, o modelo de dois fatores apresentou um ajustamento superior ao modelo de um fator em todos os indicadores, especialmente no RMSEA (0,14 comparado a 0,9 e 0,7, dos modelos de dois fatores, respectivamente). Na mesma linha, Cardenas et al. (2010) observaram que o modelo de dois fatores obtinha índices de ajustamento melhores do que os obtidos pelo modelo unidimensional. Além disso, as modificações realizadas no modelo de dois fatores melhoraram o ajustamento do modelo, respeitando as recomendações para as análises confirmatórias de Cabrera-Nguyen (2010).

Em conclusão, os nossos resultados mostram que a escala SDO adaptada para a população portuguesa tem valores métricos adequados e pode apresentar-se como uma escala de dois fatores. É uma medida objetiva, simples e econômica, que pode ser usada num largo conjunto de estudos para avaliar a orientação para a dominância social, ou seja, em que medida os indivíduos consideram negativo (ou positivo) a existência de grupos socialmente inferiores aos outros.

A escala SDO, como a maioria das escala de autopreenchimento, é de fácil identificação das respostas desejáveis (Hambleton et al., 2006), nomeadamente em países como Portugal, onde nos últimos anos têm sido criadas e promovidas políticas de igualdade social e surgido diversas associações de combate à discriminação, é de se esperar que os itens ativem facilmente uma resposta socialmente desejável. Para ultrapassar essa limitação, sugere-se a realização de estudos que permitam avaliar a validade de critério, contribuindo, dessa forma, para ultrapassar os efeitos da explicitação dos itens e da relação com a desejabilidade social das respostas. Por exemplo, a validade de critérios pode ser obtida pela relação de medidas de atitudes sobre grupos sociais (ou seja, gênero, raça etc.), como sexismo ambivalente, neossexismo e personalidade autoritária.

Salientamos que a orientação para a dominância social está associada à cultura e identidade social, e que ambas podem sofrer efeitos em função da qualidade das relações intergrupais. É o caso dos efeitos de mobilidade social, que aumenta o contacto e a competição pelos recursos, podendo levar ao aumento da discriminação e violência (Gonçalves, Orgambídez-Ramos, Giger, Santos, & Gomes, 2015), pelo que é importante avaliar a validade temporal (teste-reteste) para dar suporte à estimação do índice de precisão do instrumento (Primi, 2012). É importante munirmo-nos de instrumentos adequados para uma avaliação mais fidedigna da realidade, e, consequentemente, permitir uma intervenção mais eficaz na procura da paz social.

 

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Recebido em julho de 2014
Reformulado em outubro de 2014
Aprovado em dezembro de 2014

 

 

Sobre os autores

Jean-Christophe Giger: é Professor Auxiliar convidado, doutorado em Psicologia Social – Universidade do Algarve, Faculdade de Ciências Humanas e Sociais, Departamento de Psicologia e Ciências da Educação – Centro de Investigação sobre Espaço e Organizações.
Alejandro Orgambídez-Ramos: é Professor Auxiliar Convidado, doutorado em Psicologia das Organizações e do Trabalho – Universidade do Algarve, Faculdade de Ciências Humanas e Sociais, Departamento de Psicologia e Ciências da Educação – Centro de Investigação sobre Espaço e Organizações.
Gabriela Gonçalves: é Professora Auxiliar, doutorada em Psicologia Social Universidade do Algarve, Faculdade de Ciências Humanas e Sociais, Departamento de Psicologia e Ciências da Educação – Centro de Investigação sobre Espaço e Organizações.
Joana Santos: é Professora Auxiliar, doutorada em Psicologia das Organizações – Universidade do Algarve, Faculdade de Ciências Humanas e Sociais, Departamento de Psicologia e Ciências da Educação – Centro de Investigação sobre Espaço e Organizações.
Alexandra Gomes: é Professora Auxiliar, doutorada em Psicologia da Saúde – Universidade do Algarve, Faculdade de Ciências Humanas e Sociais, Departamento de Psicologia e Ciências da Educação – Centro de Investigação sobre Espaço e Organizações.

¹Financiamento: Parcialmente financiado pela Fundação para a Ciência e Tecnologia.
²Endereço para correspondência: Universidade do Algarve, Campus de Gambelas, Edif. 1 - FCHS, 8005-139, Gambelas, Faro, Portugal. E-mail: asgomes@ualg.pt