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INTRODUÇÃO
Encontrar uma relação entre a personalidade e a posição ideológica dos indivíduos é uma pretensão antiga e multidisciplinar, que aliciou autores desde a psicologia à filosofia. A tradição psicanalista deu-nos uma das primeiras contribuições científicas através da sua preocupação com as personalidades fascistas e autoritárias. A intolerância à ambiguidade enquanto variável de personalidade capaz de predizer tendências ideológicas aparece bastante cedo neste campo de estudo, sendo referida pela primeira vez por Else Frenkel-Brunswik em 1948.
Suportando-nos nesta tradição, procuramos testar a relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo político. Uma vez que o conceito de conservadorismo não é unânime, trata-se neste artigo dois tipos de conservadorismo: situacional, a resistência à mudança do status quo qualquer que este seja, e autónomo, um corpo de valores concreto relativamente indiferente ao contexto espacio-temporal. Pretende-se também avaliar a resiliência dessa relação a uma variável de curto prazo na forma de notícias partilhadas em redes sociais
A relevância do estudo desta relação no contexto científico é patente quando reconhecemos a relação entre ideologia e a escolha de voto dos indivíduos. Desde o trabalho seminal de Robert Inglehart, The Silent Revolution (1977) tem existido um consenso sobre a relevância das clivagens em valores políticos fundamentais para explicar o conflito político e a escolha de voto, juntamente com as clivagens sociais e partidárias (Knutsen, 1988, 1995). A relação entre esses valores políticos e a escolha de voto tem sido repetidamente comprovada pela empiria (Caprara et al., 2017; Fleury & Lewis-Beck, 1993), incluindo no caso particular do eixo liberal-conservador (Freire & Kivistik, 2013; Ensley, 2007, Kim & Fording, 1998).
Fora do contexto científico, existe também um renovado interesse na relação entre variáveis de personalidade e a posição ideológica dos indivíduos – partindo do pressuposto que esta influenciará a sua escolha eleitoral. O escândalo Cambridge Analytica expôs a brecha de segurança que permitiu a esta empresa recolher dados de 50 milhões de utilizadores do Facebook e daí derivar relações entre traços de personalidade e intenção de voto com o fim de identificar eleitores indecisos e influenciar a sua decisão1. Esta recolha massiva de dados, juntamente com o fenômeno das notícias falsas, levanta cada vez mais questões relativas aos novos métodos de influenciar o alinhamento ideológico dos eleitores e os processos eleitorais, nomeadamente com recurso às redes sociais.
Neste artigo apresentam-se dois estudos com vista a testar a relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo. No primeiro estudo investiga-se o carácter desta relação, tendo por base três modelos – do conteúdo, dos extremos e do contexto – apresentados durante a revisão da literatura. Já no segundo estudo, procura-se testar a resiliência desta relação, acrescentando-se para isso uma variável de curto prazo, constituída por três conjuntos de notícias fictícias partilhadas em redes sociais. Cada um dos três grupos experimentais foi exposto a um conjunto diferente de notícias, classificadas como políticas, apolíticas e neutras, buscando-se um efeito moderador desta variável na relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo.
RELAÇÃO ENTRE INTOLERÂNCIA À AMBIGUIDADE E CONSERVADORISMO: DA PSICANÁLISE À INFLUÊNCIA DAS VARIÁVEIS DE CURTO PRAZO
LITERATURA E HIPÓTESES
Enquanto ideologia, o conservadorismo é uma relação imaginária entre o indivíduo e as suas reais condições. Uma ideologia tem duas partes fundamentais: uma ideia abstrata das condições reais em que o indivíduo vive e um conjunto de valorações relativas a essas condições e de como as alterar ou manter (Althusser, 1968).
Como acontece para outras ideologias, quais são estas ideias e valorações que definem o conservadorismo não é consensual. Por um lado, o conservadorismo pode ser visto como uma resistência à mudança e uma preferência pelo status quo, qualquer que este seja (Huntington, 1957). Nesta definição situacional, conservadorismo é o inverso de radicalismo, não contendo em si ideias perenes, e caracterizando-se pelo suporte a um determinado status quo que, num dado momento histórico, se encontra ameaçado por uma ideologia concorrente.
Pelo contrário, Michael Oakeshott (1991) fornece uma definição de conservadorismo mais substancial, incluindo considerações explícitas sobre o tipo de governo desejável, independentemente da época ou local. Essas prescrições incluem um governo mínimo que não impõe mudanças à sociedade, aceitando as crenças e atividades que aí se desenrolam e que apenas extrai da sociedade regras de conduta que impõe para conter as “paixões” dos homens, dando-lhes força jurídica, uma tradição intelectual que alguns apontam ter as suas raízes no pensamento de Edmund Burke e suas observações sobre a Revolução Francesa. A este tipo de conservadorismo Samuel Huntington (1957) chama de autónomo.
Já a intolerância à ambiguidade foi empregue pela primeira vez por Else Frenkel-Brunswik (1948) na sua análise de entrevistas clínicas com crianças e jovens sobre etnocentrismo e discriminação racial. Nesta análise, o conceito foi definido como a tendência para reprimir ou deslocar, no sentido freudiano, ideias que não se conformam com soluções rígidas e simples, permitindo às crianças e jovens em estudo manter estereótipos pré-concebidos mesmo quando confrontadas com novas evidências. Mais tarde, Frenkel-Brunswik (1949) coloca o conceito num espectro que contrapõe indivíduos com a capacidade de reconhecer a coexistência de diversas características, boas ou más, num certo objeto vis-à-vis, indivíduos com tendência para tirar conclusões precipitadas, possivelmente em detrimento dos fatos disponíveis, conceber soluções preto-no-branco e rejeitar ou aceitar inteiramente as características de uma pessoa.
Existem três modelos que procuram explicar a morfologia da relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo político. De cada um destes modelos decorre uma hipótese a ser testada, sendo que dada as diferenças na forma como estes modelos definem conservadorismo, apenas as duas primeiras hipóteses são concorrenciais.
Frenkel-Brunswik viria a colaborar com Theodor Adorno, Daniel Levinson, e Nevitt Sanford em The Authoritarian Personality (1950), uma vasta obra na qual defendem “que as convicções políticas, econômicas e sociais de um indivíduo normalmente formam um padrão abrangente e coerente, como se fossem unidas por uma “mentalidade” ou “espírito” e que esse padrão é uma expressão de tendências enraizadas na personalidade (p. 1)”. A intolerância à ambiguidade aparece aqui como uma das variáveis da personalidade autoritária, a qual inclui a suscetibilidade à propaganda fascista, conservadorismo, etnocentrismo e antissemitismo. Para Adorno e colegas, os indivíduos com alta intolerância à ambiguidade tendem a pensar em si próprios e nos outros segundo quadros de regras rígidos e a aceitar os imperativos morais e religiosos de forma mais dogmática. Surge assim o modelo do conteúdo, segundo o qual os indivíduos mais conservadores apresentam maior intolerância à ambiguidade. Nas décadas seguintes, a intolerância a ambiguidade seria relacionada com etnocentrismo, autoritarismo, dogmatismo, repulsa à rebelião, rigidez de pensamento, maquiavelismo, nacionalismo e conservadorismo (Baughn & Yaprak, 1996; Block & Block, 1951, Feather, 1969a, 1969b; Kenny & Ginsberg, 1958, Kirton, 1978, Kohn, 1974, Ruch & Hehl, 1983, 1986).
O maior suporte ao modelo do conteúdo consumou-se na meta-análise de John Jost, Jack Glaser, Arie Kruglanski e Frank Sulloway (2003). Estes autores propõem que o conservadorismo político é adotado como forma de reduzir a ansiedade, o medo e a incerteza, num processo mediado por uma grande variedade de motivações sociocognitivas, entre as quais a intolerância à ambiguidade, a qual apresenta uma correlação significativa e positiva com o conservadorismo político nos estudos então reunidos. Já após a publicação desta meta-análise novos estudos reforçaram essa correlação (Choma, Hafer, Dywan, Segalowitz, & Busseri, 2002; Crowson et al., 2005; Kossowska & Hiel, 2003, Jost et al., 2007, e Okimoto & Gromet, 2016). Nesse sentido, esperamos que:
H1: Existe uma relação linear entre a intolerância à ambiguidade e o conservadorismo autónomo (modelo do conteúdo)
Milton Rokeach (1956) pôs em causa o modelo de conteúdo propondo que a intolerância à ambiguidade era parte do constructo dogmatismo, uma aderência fundamentalista e autoritária a uma qualquer ideologia e não só ao conservadorismo, opondo-lhe assim o modelo dos extremos. Desta forma, seriam os indivíduos nas extremidades do espectro liberal-conservador do espectro político a demostrar maior intolerância à ambiguidade. Roger Barker (1963) encontra suporte à hipótese de que indivíduos dogmáticos, qualquer que seja a sua posição ideológica, têm maiores níveis de intolerância à ambiguidade. Mais tarde, num estudo de indivíduos da classe trabalhadora britânica, Hans Eysenck e Thelma Coulter (1972) identificaram níveis de intolerância à ambiguidade acima da média para comunistas e fascistas, sendo que a diferença para a população geral foi significativa apenas para os fascistas. Oferecendo suporte adicional a esta hipótese, Hebert McClosky e Dennis Chong (1985) encontraram maiores taxas de intolerância à ambiguidade entre indivíduos da extrema-esquerda e da extrema-direita quando comparados com os moderados. Consequentemente, espera-se que:
H2: Quanto maior for a intolerância à ambiguidade, maior a tendência para o conservadorismo autónomo (modelo dos extremos)
Para Jim Sidanius (1978), a intolerância à ambiguidade não está relacionada com o conteúdo ideológico dos indivíduos, mas sim com a sua relação ao status quo. Neste modelo, os indivíduos com maior intolerância à ambiguidade são aqueles que se encontram no centro do espectro político estando a intolerância à ambiguidade relacionada com o conformismo e aquiescência com a realidade sociopolítica em que o indivíduo se insere. No mesmo artigo, o autor correlaciona positivamente a intolerância à ambiguidade com conservadorismo político-económico. Sidanius encontrou 12 relações significativas, das quais oito eram puramente lineares, duas eram puramente curvilíneas (em suporte à sua teoria) e duas eram mistas
Ao contrário do que acontece nos outros dois modelos, a definição de conservadorismo no modelo do contexto aproxima-se mais do conceito situacional, pelo que não concorre assim com os modelos de conteúdo e dos extremos.
H3: Existe uma relação linear entre a intolerância à ambiguidade e o conservadorismo situacional (modelo do contexto)
Para além da questão da morfologia da relação entre intolerância à ambiguidade e o conservadorismo político, tendo em conta os três modelos apresentados, há ainda a questão do quão resiliente esta relação é em relação a fatores de curto prazo.
Existe evidência de que alguns eventos particulares poderão influenciar a ideologia dos indivíduos. A saliência da mortalidade está associada ao aumento da afinidade a grupos com crenças semelhantes e distanciamento de grupos com crenças contrárias para indivíduos conservadores (Castano et al., 2011; Cohen, Ogilvie, Solomon, Greenberg, & Pyszczynski, 2005; Greenberg, Simon, Pyszczynski, Solomon, & Chatel, 1992, Landau et al., 2004), enquanto sobreviver um atentado terrorista de larga escala ou presenciá-lo está associado a uma deriva para o conservadorismo (Bonanno & Jost, 2006, Echebarria-Echabe & Fernández-Guede, 2006, Nail & McGregor, 2009). Para os fins deste estudo, deduz-se assim que a exposição a nova informação que cause ansiedade irá exacerbar a tendência dos indivíduos com alta intolerância à ambiguidade para exporem ideias conservadoras:
H4: De entre os indivíduos com maior intolerância à ambiguidade espera-se que aqueles expostos a um estímulo que crie ansiedade apresentem maior conservadorismo situacional.
ESTUDO 1
No primeiro estudo realizado, os principais objetivos foram a validação de uma nova escala de conservadorismo político e o teste das hipóteses 1, 2 e 3.
A recolha dos dados foi realizada num único momento, no contexto de sala de aula, a alunos do primeiro ano de licenciatura em Ciência Política em Lisboa, Portugal, em dezembro de 2017, tendo sido pedido aos indivíduos da amostra que preenchessem a escala de intolerância à ambiguidade (traduzida), a escala de conservadorismo de John Henningham (traduzida) e a nova escala de conservadorismo, por essa ordem, em formato papel.
A escala de Stanley Budner (1962), em que os indivíduos classificam 16 afirmações numa escala de Rensis Likert de um (discordo totalmente) a seis (concordo totalmente) foi escolhida para medir a intolerância à ambiguidade tendo em conta a sua utilização generalizada, consistência temporal e brevidade (Ver Anexo C).
Tendo por base a necessidade de diferenciar conservadorismo situacional e autónomo discutida anteriormente, criou-se uma nova escala de conservadorismo com 24 itens, dividida em duas subescalas de 12 itens para cada um desses conceitos. Cada item foi classificado numa escala de Likert de um (discordo totalmente) a cinco (concordo totalmente) pelos respondentes (Anexo A). Para fins de validação da nova escala, selecionou-se a escala de Henningham (1996) por ser mais recente e mais adaptável ao contexto deste trabalho comparativamente às outras opções. Nesta escala, pergunta-se ao respondente se concorda ou não com 12 questões políticas (Anexo B).
A amostra final corresponde aos 40 indivíduos presentes no momento da recolha de dados, 20 do género feminino e 19 do género masculino, tendo havido uma não resposta para essa questão. Não existem diferenças significativas de médias para as escalas utilizadas entre o género, à exceção da subescala de conservadorismo situacional (x=2,63 para o feminino e x=3,07 para o masculino, t=-2,45, p=0,02, N=39). Apenas 37 respondentes completaram a escala de intolerância à ambiguidade por inteiro, pelo que todos os resultados que envolvam essa escala são relativos apenas a esses indivíduos.
Os instrumentos utilizados neste estudo apresentam uma consistência interna satisfatória, tal como demonstrado na Tabela 1. A nova escala aqui apresentada e a escala de Henningham apresentam uma forte correlação positiva (r=0,70; p=0,00). A escala de Henningham correlacionou-se ainda com ambas as subescalas, sendo que esta correlação foi mais forte para a subescala situacional (r=0,72; p=0,00) do que para a subescala autónoma (r=0,34; p=0,03). No geral, a nova escala e a escala de Henningham aparentam medir construtos que se sobrepõe em grande medida, tal como era desejado para a validação da primeira.
Tabela 1 Correlações entre escalas no Estudo 1 (Alfa das escalas entre parêntesis)
| 1 | 2 | 3 | 3.1 | 3.2 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 1. Ambiguidade | (,579) | ,301 | ,404* | ,421** | ,165 |
| 2. Escala de Henningham | (,761) | ,700** | ,721** | ,343** | |
| 3. Conservadorismo | (,699) | ,878** | ,716** | ||
| 3.1. Situacional | (,725) | ,294 | |||
| 3.2. Autónomo | (,418) | ||||
| Média | 2,85 | 1,99 | 2,79 | 2,83 | 2,75 |
| Desvio-Padrão | ,50 | ,58 | ,41 | ,60 | ,41 |
A escala de intolerância à ambiguidade apresentou apenas uma correlação de força média e sentido positivo com a subescala situacional (r=0,42; p=0,01). Para explorar esta relação de forma mais aprofundada, os respondentes foram organizados em três grupos de acordo com o seu nível de intolerância à ambiguidade. Os indivíduos que ficaram acima ou abaixo do desvio-padrão foram agrupados, respetivamente, como tendo alta e baixa intolerância à ambiguidade, enquanto os indivíduos que ficaram dentro do desvio-padrão foram rotulados como tendo uma intolerância à ambiguidade moderada. De uma análise de variância conclui-se que existe uma diferença significativa de médias para os três grupos no que toca ao score na subescala situacional (baixo=2,33; moderado=2,80 e alto=3,92; F=7,95; p=0,01) em suporte à hipótese 3. Pelo contrário, não existiu uma diferença significativa de médias para o conservadorismo autónomo, apesar dos valores irem de encontro ao modelo do conteúdo (baixo=2,60; moderado=2,70 e alto=3,00; F=0,943; p=0,34), dando assim algum suporte à hipótese 1. Um teste semelhante foi realizado no estudo 2, estando os dados para ambos os estudos esquematizados na figura 1.
ESTUDO 2
No estudo 2, os principais objetivos foram o teste da hipótese 4 e a replicação dos resultados do estudo 1. Para isso, utilizou-se novamente a escala de intolerância à ambiguidade de Budner com 16 itens e a nova escala de conservadorismo com 24 itens, incorporadas num questionário preenchido online sem a presença do investigador, por essa ordem.
Os participantes foram recrutados através do método bola de neve, isto é, reunindo-se um grupo de contactos aos quais foi pedido que respondessem ao questionário e que o remetessem para novos respondentes. O tamanho da amostra não foi definido à partida.
Entre o preenchimento das duas escalas, os indivíduos foram expostos a um estímulo. A cada respondente foi pedido que lesse atentamente oito noticias no formato de publicações do Twitter e Facebook, detalhadas na tabela 2. Esse formato incluí um título e uma pequena descrição da notícia e corresponde de forma aproximada ao design descaracterizado que dois periódicos portugueses de grande circulação (Público e Expresso) utilizam para as suas publicações em redes sociais. Todas as decisões relativas ao formato foram tomadas tendo em conta que o questionário seria realizado em formato digital e com a intenção de aumentar a imersão do respondente. Cada indivíduo foi alocado aleatoriamente a um dos três estímulos.
Tabela 2 Títulos das notícias fictícias utilizadas como estímulo no estudo 2
| Estímulo político-social | Estímulo apolítico | Estímulo neutro |
|---|---|---|
| - 2000 assinaturas reunidas para mudar o nome da Rua Oliveira Salazar - Comissão pede inclusão de casais homossexuais nas ilustrações de livros escolares - Grupo de deputados sugere fim dos feriados religiosos - Governo quer atrair mais imigrantes - Performance polémica de duo francês chega a museu português - “Pornografia e sexo anal deviam ser abordados em Educação Sexual”, sugere sexólogo João Ferreira - Há cada vez mais jovens a assumirem-se como transgénero - Estado estuda distribuição gratuita de heroína a toxicodependentes |
- Furacões vão chegar com mais frequência a Portugal continental - Urânio desaparecido pode ser usado em “bomba suja” - Plástico contamina o oceano e ameaça fauna - Aquecimento global põe Portugal em risco de doenças tropicais - Cientistas estudam efeitos de um potencial terramoto em Lisboa - Próxima pandemia pode matar milhões - Humanos provocam extinção em massa de espécies - Polícia investiga redes terroristas em território nacional |
- Pastelaria de Ermesinde confeciona maior jesuíta do mundo - Com o verão à porta, surfistas juntam-se para limpar as praias - Faculdade apresenta videojogo sobre segurança na estrada - Serra da Estrela eleita destino de inverno de referência - Cidade norueguesa ergue estátua em honra a cão ilustre - Crianças de Cabeceiras de Basto fazem batismo de voo - Rancho folclórico português atua na China - Queijaria no concelho de Serpa abre as portas a visitantes |
A forma como questionários e estímulo foram ordenados tem por base a ideia de que, a existir uma relação de moderação por uma variável de curto prazo na relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo, essa influência será resultado de uma interação entre intolerância à ambiguidade e a variável de curto prazo com expressão no conservadorismo político do respondente e não no sentido de uma interação entre conservadorismo político e a variável de curto prazo com expressão na intolerância à ambiguidade. Na base deste axioma está o facto de a intolerância à ambiguidade ser uma componente da personalidade dos indivíduos e, deste modo, uma variável mais consistente ao longo do tempo; por esta razão Stanley Budner (1962), teve o cuidado de verificar a consistência longitudinal da sua escala de intolerância à ambiguidade aquando da sua validação. Por seu lado, os valores políticos tendem a ser mais voláteis ao longo do tempo (Caprara, Schwartz, Capanna, Vecchione, & Barbaranelli, 2006).
O estímulo político-social inclui notícias com foco em alterações na esfera política ou social que se esperam ser percecionadas como mudança moderada ou grande no status quo. Uma vez que a forma como os respondentes avaliam essa mudança depende das suas crenças, esperava-se que este estímulo fosse percecionado como negativo ou positivo de forma heterogénea. No estímulo apolítico, as notícias apresentam um conteúdo suscetível de criar ansiedade devido ao conteúdo ameaçador, mas sem pendor político. Este estímulo foi desenhado para representar grandes mudanças sociais, que se esperavam ser percecionadas maioritariamente como negativas. Finalmente, o estímulo neutro apresentou notícias presumidamente inócuas ligadas a temas genéricos geralmente não associados à política nem a ameaças sociais, esperando-se que seja visto como pequenas mudanças de carácter positivo.
Quatro questões finais procuraram estabelecer de que forma o respondente interagiu com o estímulo. Duas perguntas de memória em formato de escolha múltipla testaram a atenção do respondente e duas outras perguntas de escolha múltipla convidaram-no a classificar as notícias segundo a mudança que representam (nenhuma mudança, alguma mudança ou grande mudança) e o sentido dessa mudança (neutro, positivo ou negativo).
Um total de 122 respondentes completaram o estudo. Três desses foram excluídos por falharem ambas as respostas de memória que testavam a atenção ao estímulo, resultando numa amostra final de 119 indivíduos, dos quais 75 são do género feminino (63%), 37 do masculino (31,1%), e quatro agénero ou não-binário (5.9%), tendo existido duas não respostas a esta questão. A idade dos respondentes está entre os 19 e os 65 anos, com uma média de 30,07, mediana de 26 e um desvio-padrão de 9,44. A maior parte dos respondentes encontra-se abaixo da média de idades (68,9%). No que toca aos grupos experimentais, 36 respondentes foram expostos ao estímulo político-social, 48 ao estímulo apolítico e 33 ao estímulo neutro. A tabela 3 apresenta dados detalhados sobre as características de cada grupo experimental. No caso do género, a composição dos grupos é semelhante. De igual forma, também não existiu uma diferença significava na média de idade dos respondentes de cada um dos grupos experimentais. Foi, contudo, observada uma diferença significativa nos níveis de intolerância à ambiguidade dos três grupos, havendo uma maior intolerância à ambiguidade no grupo que foi exposto ao estímulo político-social.
Tabela 3 Diferenças entre grupos experimentais no Estudo 2
| Político-Social | Apolítico | Neutro | sig | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Total | N | 36 | 48 | 33 | V de Cramer =0,43 | |
| Feminino | 25 | 32 | 19 | |||
| Masculino | 9 | 16 | 12 | |||
| Agénero / Não-binário | 2 | 0 | 2 | 0,215a | ||
| Idade | (σ) | 30,66 (10,96) | 28,48 (7,49) | 31,70 (10,01) | F=1,25 | 0,290b |
| Intolerância à ambiguidade | 3,16 (0,54) | 2,91 (0,46) | 2,92 (0,40) | F=3,42 | 0,036b | |
| Conservadorismo | 2,58 (0,36) | 2,56 (0,51) | 2,64 (0,47) | F=0,30 | 0,739b | |
| Situacional | 2,61 (0,63) | 2,51 (0,72) | 2,67 (0,60) | F=0,59 | 0,558b | |
| Autónomo | 2,55 (0,37) | 2,61 (0,39) | 2,61 (0,48) | F=0,34 | 0,711b |
a.Chi-quadrado de Pearson
b.Análise de variância
Tal como esperado, o estímulo neutro foi avaliado como representando nenhuma ou alguma mudança pela grande maioria dos participantes, sendo que apenas 3,03% afirmaram que este representa uma grande mudança. O estímulo apolítico foi maioritariamente classificado como alguma (54.17%) ou muita (33.33%) mudança, o mesmo acontecendo para o estímulo político-social, com 78.95% dos respondentes a afirmarem que houve alguma mudança e 21.05% afirmando com houve muita mudança. No que toca ao carácter da mudança, o estímulo neutro representou uma mudança positiva para 70.37% dos indivíduos, comparado com os 76.16% que consideraram que a mudança retratada no estímulo apolítico é negativa. No estímulo político-social, 63.16% dos respondentes viram as notícias como uma mudança positiva, sendo que os restantes classificaram-na como neutra.
Tal como no estudo 1, analisou-se em primeiro lugar a consistência interna das ferramentas utilizadas. A escala de intolerância à ambiguidade apresentou um alfa de 0,62 enquanto a escala de conservadorismo de 24 itens obteve uma consistência interna de 0,76. No entanto, a consistência foi consideravelmente maior no caso da subescala de conservadorismo situacional (0,78) do que no caso da subescala de conservadorismo autónomo (0,44), tal como já tinha acontecido no estudo anterior.
Verificou-se uma pequena correlação entre a intolerância à ambiguidade e a escala de conservadorismo completa (r=0,23 p=0,01). A intolerância à ambiguidade correlacionou-se somente com a subescala situacional (r=0,26; p=0,01) e não com a subescala autónoma (r=0,09; p=0,35). Para testar as hipóteses 1, 2 e 3, e tal como já tinha sido feito no estudo 1, dividiu-se os indivíduos em três grupos de acordo com a sua intolerância à ambiguidade (baixa, moderada e alta), tendo o desvio-padrão como ponto de corte. Verificou-se uma diferença significativa de médias entre os três grupos para o conservadorismo situacional (x=2,38 para baixa intolerância; x=2,57 para intolerância moderada e x=3,02 para alta intolerância; F=3,65; p=0,03), em suporte do modelo de contexto. Pelo contrário, no caso do conservadorismo autónomo, apesar das médias se terem distribuído de acordo com modelo de conteúdo (x=2,54 para baixa intolerância; x=2,60 para intolerância moderada e x=2,63 para alta intolerância), a diferença de médias não se revelou significativa (F=0,19; p=0,83), tal como demonstra a figura 1.
Para testar se existiu um efeito da variável de curto prazo sobre a relação entre a intolerância à ambiguidade e o conservadorismo político, foi feita nova análise dos dados, desta vez considerando como amostras independentes os grupos formados pelos indivíduos consoante o estímulo a que foram expostos. Em primeiro lugar, repetiram-se os testes de correlação entre as escalas de intolerância à ambiguidade e conservadorismo político para cada grupo experimental. Para os indivíduos expostos ao estímulo político-social, não existiu qualquer correlação significativa; para aqueles expostos ao estímulo apolítico, há uma correlação positiva e significativa entre a intolerância à ambiguidade e o conservadorismo autónomo (r=0,35; p=0,02); e para os respondentes expostos ao estímulo neutro houve uma correlação positiva e significativa entre a intolerância à ambiguidade e o conservadorismo situacional (r=0,35; p<0,05). Quando se dividiu os respondentes tendo em conta a sua baixa ou alta intolerância à ambiguidade, servindo a média como ponto de corte (optou-se pela média em vez do desvio-padrão como ponte de corte para que os agrupamentos de indivíduos não se tornassem demasiado pequenos), três testes de diferenças de médias (um para cada grupo experimental) revelaram que apenas no grupo exposto ao estímulo neutro houve uma diferença significativa no conservadorismo situacional para os respondentes nos dois níveis de intolerância (x= 2,55 para aqueles com baixa intolerância comparado com x=2,93 para aqueles com alta intolerância, t=-2,29, p=0,03).
Para testar a hipótese 4, realizou-se uma análise de variância entre os grupos experimentais, separadamente, para os indivíduos com baixa e alta intolerância à ambiguidade, sem que daí resultassem diferenças significativas. Daí partiu-se para um teste de diferenças de médias entre pares de grupos experimentais, novamente de forma separada para indivíduos com baixa e alta intolerância à ambiguidade, tendo sido verificada uma diferença significativa no conservadorismo situacional entre os indivíduos com alta intolerância à ambiguidade expostos ao estímulo apolítico e ao estímulo neutro (x=2,55 para o estímulo apolítico e x=2,93 para o estímulo neutro, t=-2,29; p=0,03) ao contrário do que aconteceu para os indivíduos com baixa intolerância à ambiguidade (x=2,43; x=2,45; p=0,927) submetidos ao mesmo teste (ver tabela 4).
Tabela 4 Diferenças de médias no conservadorismo situacional entre grupos experimentais para indivíduos com baixa e alta intolerância à ambiguidade no Estudo 2
| Político-Social | Apolítico | Neutro | sig | ||
|---|---|---|---|---|---|
| Baixa intolerância à ambiguidade | x=2,50 | x=2,43 | x=2,45 | F=0,564 | 0,946 |
| ☒ | ☒ | t=0,323 | 0,749 | ||
| ☒ | ☒ | t=0,230 | 0,819 | ||
| ☒ | ☒ | t=-0,092 | 0,927 | ||
| Alta intolerância à ambiguidade | x=2,74 | x=2,55 | x=2,93 | F=1,787 | 0,176 |
| ☒ | ☒ | t=0,882 | 0,382 | ||
| ☒ | ☒ | t=-1,094 | 0,282 | ||
| ☒ | ☒ | t=-2,286 | 0,027* |
☒ Grupos incluídos no teste de diferenças de médias a pares
DISCUSSÃO GERAL
Começamos por observar que a nova escala de conservadorismo político foi validada, com a salvaguarda de que a subescala de conservadorismo autónomo apresentou uma consistência interna relativamente baixa em ambos os estudos. Isto pode ter acontecido porque as ideias na escala autónoma são mais abstratas do que na subescala situacional, exigindo assim uma maior sofisticação dos respondentes para formar um cluster consistente. Apesar das duas subescalas terem apresentado uma associação moderada, é possível que, no futuro, outros investigadores optem por usá-las como escalas separadas. Ademais, é importante relembrar que esta escala foi construída tendo em conta e sob a influência do contexto do investigador. Tal como é referido em Henningham (1996), as escalas de conservadorismo caracterizam-se por terem um “prazo de validade”, na medida em que são específicas à época em que os estudos são conduzidos.
À partida, a literatura parece ser consensual no que toca à existência de uma relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo. No entanto, existem fortes divisões quanto à forma como estas variáveis se relacionam, exacerbadas pelo desfasamento entre as definições de conservadorismo utilizadas por cada autor. Se superficialmente os modelos do conteúdo, dos extremos e do contexto parecem concorrer diretamente entre si para explicar a relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo, torna-se claro quando olhamos para as definições utilizadas que o modelo do contexto não se refere ao mesmo constructo que os outros dois modelos. Ao admitir essa diferenciação conceptual entre conservadorismo autónomo, abrangido pelo modelo dos extremos e do contexto, e o conservadorismo situacional a que se refere o modelo do contexto, foi possível no presente artigo testar, em paralelo, os três modelos.
Assim, na hipótese 3, o modelo de Sidanius (1978) fazia-nos esperar que os indivíduos com baixa intolerância à ambiguidade fossem também os com menor conservadorismo situacional, tendo essa hipótese sido confirmada pelos resultados do estudo 1 e 2. No que toca às hipóteses 1 e 2, concorrentes entre si e baseadas, respetivamente, no modelo de conteúdo e dos modelo dos extremos, os resultados foram menos conclusivos. Foi observado, em ambos os estudos, que os indivíduos com baixa intolerância à ambiguidade foram aqueles com menor conservadorismo autónomo, seguidos pelos indivíduos com moderada intolerância e maior intolerância à ambiguidade. Este conjunto de resultados dá suporte ao modelo do conteúdo em oposição ao modelo dos extremos; contudo, as diferenças não são estatisticamente significativas.
Para o segundo estudo ficou o teste da hipótese de que uma variável de curto prazo podia influenciar a relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo, esperando-se que os estímulos percecionados como grandes mudanças no status quo amplificassem o conservadorismo situacional nos indivíduos com alta intolerância à ambiguidade. A pouca literatura existente sobre a relação entre variáveis de curto prazo e o conservadorismo, com enfâse no aumento do conservadorismo em situações de saliência de mortalidade ou trauma, faria prever que uma manipulação do tipo do estímulo apolítico, que recentrava a atenção do indivíduo para situações de perigo como pandemias ou desastres climatéricos, resultaria diretamente num aumento do conservadorismo político. Os resultados não revelaram uma relação direta entre o tipo de estímulo apresentado aos respondentes e o seu nível de conservadorismo. Pelo contrário, os resultados do estudo 2 aproximam-se mais da hipótese 4, na qual se antevia que o efeito do estímulo no conservadorismo não fosse direto, mas sim em interação com a intolerância à ambiguidade. Observou-se, de facto, que a correlação entre intolerância à ambiguidade e o conservadorismo político desapareceu nos indivíduos expostos ao estímulo político-social, tendo-se mantido somente para o conservadorismo situacional naqueles inquiridos que receberam o estímulo neutro. O mesmo teste revelou uma correlação positiva entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo autónomo apenas no grupo exposto ao estímulo apolítico, um resultado surpreendente que vai além das hipóteses inicialmente apresentadas.
Para compreendermos o carácter desta relação de interação, é importante relembrar a definição de ideologia dada por Althusser (1971), segundo a qual esta era composta por duas partes: uma ideia abstrata das condições reais em que o sujeito vive e um conjunto de valorações relativas a essas condições e de como as alterar ou manter. Podemos considerar que os estímulos político-social e apolítico apresentaram aos respondentes um novo conjunto de condições reais que, tal como confirmamos através das questões finais, foram avaliadas como sendo uma grande mudança em relação às condições anteriores. Teoriza-se que nesta avaliação os indivíduos fizeram uso da sua agência, da qual faz parte a intolerância à ambiguidade, sendo a este nível que as duas variáveis, de personalidade e de curto prazo, interagiram. Desta interação surgiu um efeito nos valores políticos dos indivíduos, ao contrário do que aconteceu àqueles expostos ao estímulo neutro, o qual não foi percecionado como uma mudança nas condições reais.
Resta-nos olhar para o sentido do efeito desta interação. Segundo a literatura, o conservadorismo político é maior tanto para indivíduos com maior intolerância à ambiguidade como para aqueles expostos a situações de ansiedade como a saliência da mortalidade. Assim, por uma lógica algébrica de soma de efeitos, era de esperar que um grupo de indivíduos com alta intolerância à ambiguidade expostos ao estímulo apolítico apresentariam maior conservadorismo do que indivíduos com o mesmo nível de intolerância à ambiguidade e expostos ao estímulo neutro, dedução que foi plasmada na hipótese 4. No entanto, os resultados foram no sentido contrário ao esperado, uma vez que, de entre os indivíduos com alta intolerância à ambiguidade, aqueles expostos ao estímulo apolítico revelaram significativamente menos conservadorismo situacional do que aqueles expostos ao estímulo neutro. Podemos equacionar que o efeito de uma variável de curto prazo que causa ansiedade, tal como o estímulo apolítico, não seja linear, de tal modo que, até um certo ponto crítico, contribuí para o aumento do conservadorismo situacional incentivando o indivíduo a escudar-se da incerteza apoiando o status quo mas, ultrapassando esse ponto crítico, cause o efeito oposto de enfatizar a transitoriedade do status quo e a necessidade de mudanças rápidas que mitiguem os fatores que estão a causar essa ansiedade. Tal hipótese pode mostrar-se particularmente relevante no contexto da atual pandemia de Covid-19 e crise económica, sem dúvida eventos que gerarão bastante ansiedade, e no estudo dos potenciais realinhamentos políticos que daí poderão advir.
CONCLUSÃO
O presente artigo utilizou uma nova escala de conservadorismo político destinada a medir, em paralelo, duas formas de conservadorismo distintas: o situacional, enquanto afinidade pelo status quo, qualquer que este seja; e o autónomo, enquanto apoio a valores concretos que, de forma mais ou menos consistentes, foram sendo apelidados de conservadores ao longo do tempo. Esta foi a primeira de duas principais inovações introduzidas por este artigo, a qual permitiu ir além de estudos anteriores que utilizavam uma ou outra definição. Isto traduziu-se numa maior facilidade na construção das hipóteses relativas aos modelos sugeridos pela literatura para a relação entre as duas variáveis e, a jusante, na interpretação dos resultados.
A segunda dessas inovações é a introdução de uma variável de curto prazo através do uso do questionário experimental como método de estudo. Esta variável, externa tanto à personalidade como aos valores políticos do indivíduo – semelhante à informação a que todos nós, utilizadores de redes sociais e websites de jornais, estamos expostos –, é capaz de influenciar a relação entre intolerância à ambiguidade e conservadorismo.
Os resultados aqui apresentados não permitem perceber se um mesmo estímulo pode ter um efeito diferente dependendo da avaliação (positiva ou negativa) feita pelo participante. Esta questão de estudo pode ter relevo numa futura investigação. Para que seja possível fazer tal teste, deve-se acautelar que os estímulos apresentados irão ter uma avaliação polarizada. Isto pode ser conseguido através de um pré-teste em que estímulos-protótipo sejam apresentados a uma parte da população-alvo para se saber, com mais exatidão, o que esperar da perceção dos respondentes sobre esses estímulos, escolhendo-se aqueles que mais se aproximam de serem avaliados, em igual número, como positivos ou negativos.
De futuro, pode ser também aumentada a representatividade e diversidade das amostras. Mesmo sendo o objetivo encontrar uma relação entre dois construtos e não generalizar os resultados para a população, uma maior diversidade e representatividade poderiam assegurar que essa relação se mantém estável entre diferentes coortes da população
