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O Brasil tem passado por um processo de polarização ideológica – direita vs. esquerda – e radicalização dos indivíduos. Os discursos de ódio e atos violentos são crescentes na sociedade brasileira como reações às insatisfações políticas. Esse fenômeno de mobilização, entendida como um conjunto de pensamentos e comportamentos em apoio ao grupo político, compreende hoje o ativismo – mobilização para ações legais e não violentas – e o radicalismo – ações ilegais ou violentas para atingir um outro grupo – (Moskalenko & McCauley, 2009; Trujillo et al., 2016), sendo ambos marcantes no país. Tendo em vista esse contexto, torna-se relevante o estudo de instrumentos que possibilitem análises mais específicas e confiáveis sobre o comportamento político do país. Para tal, a presente pesquisa pretende apresentar o estudo das propriedades psicométricas da Escala de Intenção de Ativismo e Radicalismo (EIAR) (Moskalenko & McCauley, 2009) para o contexto brasileiro.
Na última década, o Brasil tem passado por um intenso processo de polarização política. Diferentes situações são consideradas emblemáticas dessa polarização, a exemplo dos posicionamentos frente ao impeachment da ex-presidente Dilma Roussef, a prisão (e posterior soltura) do (na época) ex-presidente Luís Inácio “Lula” da Silva e, sobretudo, as eleições presidenciais de 2022 com a menor margem de diferença da história do país desde a redemocratização. A polarização tem uma série de impactos (Gloria Filho & Modesto, 2023), a exemplo da radicalização política. Desde 2018, de maneira específica, cresceu um discurso pró-radicalização política com ameaças à manutenção da democracia do país, como no episódio da vandalização ao Congresso Nacional, Palácio do Planalto e Supremo Tribunal Federal, em 08 de janeiro de 2023 em Brasília.
O processo de radicalização política, no entanto, não é exclusivo do Brasil. Nesse sentido, estudos sobre o tema na psicologia têm se tornado cada vez mais comuns a partir da necessidade de compreender o chamado terrorismo (entendido como ações ilegais ou violentas contra civis), principalmente nos Estados Unidos e Europa (Moskalenko & McCauley, 2009). O processo de radicalização ganhou ênfase nas pesquisas da área, possibilitando a identificação de mecanismos do radicalismo político e, assim, a construção de ferramentas que auxiliassem na compreensão destes fenômenos. No entanto, são ainda escassos os instrumentos que permitem uma mensuração confiável (McCauley & Moskalenko, 2017), principalmente considerando a existência de culturas e sistemas políticos distintos.
O ápice de estudos sobre radicalização política ocorreu a partir do ataque terrorista de 11 de setembro de 2001, sofrido pelos Estados Unidos, a partir do qual as pesquisas deram maior enfoque na compreensão do processo que leva ao terrorismo, ou seja, naquilo que o precede e não somente no ato em si. Contudo, em 1981, Crenshaw já estava interessada nesse ponto de vista e sua pesquisa “The causes of terrorism” serviu como um dos guias à nova onda de estudos sobre o tema. A autora, além de contribuir para que a “loucura” e a pobreza fossem descartadas como causas do fenômeno, apresentou uma distinção tripla à sua origem (motivações e crenças individuais, decisão e estratégia em grupo, e contexto sociopolítico), o que baseou estudos posteriores e se mostra presente até hoje (Crenshaw, 1981; McCauley & Moskalenko, 2017).
Mais recentemente, diversos estudos sobre o tema foram realizados, passando por perspectivas individualistas, considerando “fases” do terrorismo, como um processo sequencial e linear, até pesquisas que dão maior ênfase em fatores psicossociais, analisando a mobilização política como um processo dinâmico e como as emoções podem influenciá-lo (Bartlett et al., 2010; della Porta, 2013; Horgan, 2005; Moghaddam, 2005; Pyszczynski et al., 2009; Sageman, 2008; Silber & Bhatt, 2007). Contudo, mesmo que muitas pessoas tenham atitudes radicais, poucas apresentam comportamentos radicais, ou seja, apesar de compartilharem crenças e opiniões radicais, poucas participam de ações radicais de fato. Assim, é fundamental compreender fenômenos como o radicalismo de opinião e o radicalismo da ação, os quais constituem processos diferentes e independentes, mas que podem ser relacionados (McCauley & Moskalenko, 2017).
A partir desta compreensão, McCauley e Moskalenko (2017) construíram o modelo de duas pirâmides, no qual não há sequência ou caminho único entre os níveis de radicalização. Na pirâmide da opinião, há os neutros na base – aqueles que não demonstram muita preocupação com causas políticas –, em seguida os simpatizantes – reconhecem a causa, mas não justificam a violência como meio –, logo depois os justificadores – reconhecem a causa e a violência como defesa – e, no ápice da pirâmide, aqueles que sentem uma obrigação moral na defesa da causa. Enquanto isso, na base da pirâmide da ação estão os inertes, que pouco se envolvem em ações políticas, logo depois os ativistas - participando de forma legal e não violenta nas causas -, em seguida os radicais, sendo pessoas que agem ilegalmente ou violentamente por uma causa, e no ápice, os terroristas, aqueles que têm os civis como alvo de suas ações (Couto & Modesto, 2020; Gloria Filho & Modesto, 2019; Trujillo et al., 2016).
Nesse sentido, um simpatizante pode ser inerte, mesmo que concorde com uma causa, da mesma forma que um justificador pode ser ativista, mesmo que veja importância nas ações violentas. Igualmente, esse mesmo simpatizante inerte pode sair dos “primeiros níveis” das pirâmides diretamente para seus ápices e o justificador ativista pode passar a ser inerte. Dessa forma, o modelo de duas pirâmides permite abranger casos de ativistas que nunca se tornaram radicais e, ainda, radicais sem qualquer histórico de ativismo (Couto & Modesto, 2020; Gloria Filho & Modesto, 2019; McCauley & Moskalenko, 2008, 2017; Moskalenko & McCauley, 2009; Trujillo et al., 2016).
O ativismo e radicalismo parecem ser, portanto, meios divergentes de buscar mudanças políticas e sociais, um a partir de ações legais e outro a partir da violência ou ações ilegais. Diante disso, faz-se necessário, então, desenvolver e utilizar medidas que permitam analisar a disposição que os sujeitos e grupos possuem para o ativismo e radicalismo. Apesar da existência de instrumentos que mensurem a mobilização política, a maioria é direcionada a movimentos sociais e interesses políticos específicos (e.g., Deaux et al., 2006; Foster & Matheson, 1995; Rollins & Hirsch, 2003), dificultando sua extensão ao ativismo e radicalismo como fenômenos em si.
A Escala de Orientação ao Ativismo, Activism Orientation Scale, (Corning & Myers, 2002), com uma linguagem geral buscou atender a essa necessidade. Porém, a abordagem fortemente marcada pela cultura e eventos estadunidenses, além da extensão (35 itens), prejudicam sua aplicação em conjunto com outros instrumentos e principalmente em outros países (McCauley & Moskalenko, 2017; Moskalenko & McCauley, 2009; Trujillo et al., 2016).
A fim de superar essas barreiras, Moskalenko e McCauley (2009) construíram a Escala de Intenção de Ativismo e Radicalismo (EIAR). A medida proposta pelos autores é composta por dois fatores, sendo quatro itens na Escala de Intenção de Ativismo (EIA), e quatro na Escala de Intenção de Radicalismo (EIR). A estrutura com dois fatores parece corroborar o entendimento de que o ativismo e o radicalismo partem de percepções diferentes sobre a política e não se configuram como um crescente linear da intensidade de ação política, pois somente uma minoria indica intenções radicais.
A EIAR apresentou evidências de validade em outros contextos culturais. Por exemplo, por meio de dois estudos, as propriedades psicométricas da medida original foram replicadas com participantes espanhóis (Trujillo et al., 2016). Em outra pesquisa, com participantes catalãs e croatas, foram identificadas algumas diferenças psicométricas com a medida original, porém, os autores reafirmam a importância de considerar as dimensões do ativismo e radicalismo como construtos diferentes, passíveis de mensuração por subescalas próprias (Pavlović et al., 2021).
Em revisão sistemática de literatura (Scarcella et al., 2016), verificou-se que a EIR é uma das principais medidas utilizada nos estudos sobre o tema. De acordo com os autores, os artigos que utilizam a EIR tendem a apresentar uma adequada base teórica que justifique a medida. Além disso, as amostras tendem a ser diversificadas, com estimativas adequadas. Porém, os estudos que usam a medida não tendem a ressaltar as limitações dos instrumentos, bem como se preocupam pouco em informar questões éticas, a exemplos da avaliação em comitês de ética. Especificamente sobre propriedades psicométricas, os estudos que utilizam a EIR apresentaram boas evidências de validade de construto e de consistência interna. Porém, não foram encontradas informações sobre outras propriedades psicométricas, a exemplo do teste-reteste.
No Brasil, algumas pesquisas foram feitas sobre ativismo e radicalismo político a partir da EIAR. Gloria Filho e Modesto (2019) buscaram investigar e relacionar as matrizes morais com a identificação de grupos (direita e esquerda) e índices de ativismo e radicalismo. Sobre a moralidade, verificou-se que, quem se identifica com a esquerda, possui uma matriz moral mais baseada em questões de justiça e cuidado, se comparado a participantes de direita, que possuem uma matriz moral mais pautada em aspectos de autoridade, pureza e lealdade, o que pode ajudar na compreensão sobre a falta de diálogo e entendimento entre os grupos. No mesmo estudo, os autores também investigaram a relação entre a identificação com a esquerda ou direita e intenções ativistas e radicais. Para isso, foi utilizada a EIAR, com a qual verificou-se maiores índices de ativismo e radicalismo naqueles que se identificaram como de esquerda. Para os autores, considerando que o ativismo e o radicalismo são meios de transformação social – mesmo que diferentes – e que a esquerda brasileira tem uma forte relação com a defesa de mudança social, é coerente que intenções ativistas e radicais estivessem mais presentes na esquerda e centro-esquerda em um período de notório retrocesso social para quem se identifica com estes grupos (Gloria Filho & Modesto, 2019).
Em outro estudo, Couto e Modesto (2020) investigaram a influência do Facebook no ativismo e radicalismo político no Brasil. As redes sociais, e o Facebook em específico, geram uma bolha de informações que isolam o sujeito de perspectivas diferentes da sua, deixando-o em contato somente com aquilo que reforça suas crenças e inibindo a crítica e o debate construtivo. Tal perspectiva, em conjunto com mecanismos persuasivos de aceitação e identificação com um grupo, além de um contexto político de polarização, contribuem para maiores intenções de ativismo e radicalismo (McCauley & Moskalenko, 2017). Dessa forma, os autores identificaram uma relação entre o maior uso do Facebook com maiores índices de ativismo e radicalismo.
Apesar da importância desses estudos para a compreensão do atual contexto político brasileiro, os autores utilizaram a EIAR sem validação prévia do instrumento, o que foi, inclusive, apontado como limitação em um dos estudos (Gloria Filho & Modesto, 2019). Diante disso, a presente pesquisa visa apresentar o estudo das propriedades psicométricas - evidências de validade e índices de precisão - da EIAR para o contexto brasileiro. Este processo é fundamental, uma vez que as pesquisas já utilizam a escala pela urgente necessidade em compreender as especificidades desses fenômenos em um país latino-americano marcado pela polarização.
Método
Participantes
Participaram da pesquisa 389 pessoas, com idade entre 18 e 85 anos (M=31,57; DP=12,93), das quais: 71,2% se identificaram como mulheres, 28,5% como homens e uma pessoa (0,3%) preferiu não se identificar. Quanto à escolaridade, 43,7% estavam cursando o Ensino Superior, 25,2% já haviam concluído o Ensino Superior, 21,9% estavam cursando ou tinham Pós Graduação e 8,5% tinham concluído o Ensino Médio ou grau inferior. No que tange à renda, 40,1% recebiam mais de sete salários mínimos, 22,1% recebiam entre cinco a sete salários mínimos, 17,5% recebiam entre três a cinco salários mínimos, 16,2% recebiam entre um e três salários mínimos e 3,3% recebiam menos de um salário mínimo.
Instrumentos
Escala de Intenção de Ativismo e Radicalismo. Construída por Moskalenko e McCauley (2009) com dez itens, a escala foi validada pelos mesmos autores com apenas oito itens, contudo a versão inicialmente utilizada no contexto brasileiro por Gloria Filho e Modesto (2019) contava com os 10 itens originais. Dessa forma, a versão analisada nessa pesquisa constava dos 10 itens originais e podia ser respondida por meio de uma escala de sete pontos ancorada em 1 (totalmente em desacordo), 4 (não concordo e nem discordo) e 7 (totalmente em acordo). O instrumento original é dividido em dois fatores, sendo eles: Ativismo, itens 1 a 4 (α=0,86; com variância explicada de 50%), e Radicalismo, itens 5 a 8 (α=0,83; com variância explicada de 20%).
Procedimentos
Os dados utilizados foram coletados no estudo de Couto e Modesto (2020) por meio de acesso a um formulário online disponibilizado por meio da plataforma Typeform. Constavam, em conjunto com a EIAR, um Termo de Consentimento Livre e Esclarecido, além de dois outros instrumentos próprios à pesquisa e o questionário sociodemográfico. Foi utilizado ainda um banco de dados de um estudo não publicado sobre WhatsApp e radicalismo político dos mesmos autores. Com relação aos procedimentos éticos, o estudo em questão obteve aprovação para coleta de dados no Comitê de Ética em Pesquisa do CEUB (CEP/CEUB), sob o CAAE nº 95442818.3.0000.0023.
Análise dos Dados
Realizou-se a Análise Fatorial Exploratória (AFE) para avaliar a estrutura fatorial da EIAR de Moskalenko e McCauley (2009) utilizada, pela primeira vez no contexto brasileiro, por Gloria Filho e Modesto (2019). Tal análise foi implementada utilizando uma matriz policórica e método de extração Robust Diagonally Weighted Least Squares (RDWLS) (Asparouhov & Muthen, 2010). O número de fatores a ser retido foi definido por meio da técnica de Análise Paralela com permutação aleatória dos dados observados (Timmerman, & Lorenzo-Seva, 2011), utilizando a rotação Robust Promin (Lorenzo- Seva & Ferrando, 2019). Em seguida, foi verificada a adequação do modelo por meio dos índices de ajuste Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), que deve ser menor que 0,08, Comparative Fit Index (CFI) e Tucker-Lewis Index (TLI), que devem ser acima de 0,90, ou preferencialmente, de 0,95 (Brown, 2006).
Ainda, foi analisado o índice H, que avalia quão bem um conjunto de itens representa um fator comum (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018). Os valores de H variam de 0 a 1, sendo que: 1. valores altos de H (>0,80) sugerem uma variável latente bem definida, que é mais provável ser estável em diferentes estudos; e 2. valores baixos de H sugerem uma variável latente mal definida, e provavelmente instável entre diferentes estudos (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018). Assim como a Closeness to Unidimensionality Assessment (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018) foi utilizada para verificar se a escala poderia ser compreendida como unifatorial. Essa análise incluiu os índices Unidimensional Congruence (UniCo), Explained Common Variance (ECV) e Mean of Item Residual Absolute Loadings (MIREAL). A unidimensionalidade da escala será indicada caso o UniCo seja maior que 0,95, o ECV maior que 0,85 e o MIREAL menor que 0,3 (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018).
Por fim, considerando o uso da matriz de correlações policóricas, buscamos analisar a escala e seus itens a partir de parâmetros da Teoria de Resposta ao Item (TRI)2. Portanto, será relatado os índices de discriminação dos itens, os thresholds de dificuldade dos itens considerando a categoria de resposta e as curvas de informação dos traços latentes de cada dimensão da escala. Para isso foi utilizado o pacote mirt, v. 1.40 (Chalmers, 2012), no software R, por meio do Graded Response Model e considerando como adequados itens com discriminação igual ou superior a 0,60 (Nakano et al., 2015). Os escores fatoriais dessa análise também serão utilizados para verificar a presença de diferenças entre grupos das variáveis sociodemográficas, a saber gênero, escolaridade e renda.
Resultados
Os testes de esfericidade de Bartlett (2232,4, gl=45, p<0,001) e KMO (0,87) sugeriram interpretabilidade da matriz de correlação dos itens. A análise paralela sugeriu dois fatores como sendo os mais representativos para os dados (ver Tabela 1). Adicionalmente, ressalta-se que não foram encontradas evidências para admitir uma análise unifatorial da escala (UniCo=0,91; ECV=0,74; MIREAL=0,38).
Tabela 1 Resultados da Análise Paralela
| Fatores | Percentual de variância explicada dos dados reais | Percentual de variância explicada dos dados aleatórios (95% IC) |
|---|---|---|
| 1 | 56,05* | 24,01 |
| 2 | 20,85* | 20,49 |
| 3 | 6,59 | 17,25 |
| 4 | 4,74 | 14,77 |
| 5 | 4,20 | 12,71 |
| 6 | 3,11 | 10,80 |
| 7 | 2,78 | 8,84 |
| 8 | 1,53 | 6,74 |
| 9 | 0,16 | 4,40 |
Nota. O número de fatores a ser retido é dois, pois apenas dois fatores dos dados reais apresentam percentual de variância explicada maior do que os dados aleatórios
Na Tabela 2 pode-se verificar as cargas fatoriais dos itens, assim como os índices de Fidedignidade Composta e as estimativas de replicabilidade dos escores fatoriais (H-index) (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018).
Tabela 2 Estrutura fatorial da Escala de Intenção de Ativismo e Radicalismo (EIAR)
| Variáveis | Ativismo | Radicalismo |
|---|---|---|
| Item 1: Eu participaria de uma organização que luta pelos direitos legais e políticos do meu grupo. | 0,82 | 0,03 |
| Item 2: Eu doaria dinheiro para uma organização que luta pelos direitos legais e políticos do meu grupo. | 0,85 | −0,06 |
| Item 3: Eu faria trabalho voluntário para uma organização que luta pelos direitos legais e políticos do meu grupo. | 0,89 | −0,04 |
| Item 4: Eu viajaria uma hora para participar de um protesto ou demonstração pública de apoio para o meu grupo. | 0,69 | 0,12 |
| Item 5: Eu continuaria apoiando uma organização que luta pelos meus direitos políticos e legais mesmo se esta organização às vezes infringisse a lei. | 0,15 | 0,59 |
| Item 6: Eu continuaria apoiando uma organização que luta pelos direitos políticos e legais do meu grupo mesmo se, para tal, esta organização às vezes lançasse mão da violência. | −0,05 | 0,85 |
| Item 7: Eu participaria de um protesto público contra a opressão do meu grupo mesmo se tal protesto pudesse se tornar violento. | 0,04 | 0,88 |
| Item 8: Eu atacaria a polícia ou as forças de segurança se eu os visse atacando membros do meu grupo. | 0,07 | 0,79 |
| Item 9: Eu iria à guerra para proteger os direitos do meu grupo. | 0,21 | 0,57 |
| Item 10: Eu retaliaria membros de um grupo que atacasse meu grupo, mesmo se eu não tivesse certeza de que estivesse atacando grupo correto. | −0,21 | 0,80 |
| Fidedignidade Composta | 0,89 | 0,89 |
| H-Latent | 0,91 | 0,92 |
| H-Observed | 0,90 | 0,80 |
Os itens apresentaram cargas fatoriais elevadas em seus respectivos fatores. Não foi encontrado padrão de cargas cruzadas (i.e., itens com cargas fatoriais acima de 0,30 em mais de um fator). A fidedignidade composta dos fatores também foi adequada (acima de 0,70) para ambos os fatores. Já a medida de replicabilidade da estrutura fatorial H-index, (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018) indica que ambos os fatores poderão ser replicados em estudos futuros (H>0,80). Por fim, cabe destacar que a estrutura fatorial apresentou índices de ajuste adequados para CFI (0,985) e TLI (0,973) e índices de ajuste limiares para qui-quadrado (se preferir em inglês – chisquared) (χ2=94,461, gl=26, p<0,001) e RMSEA (0,082). Os fatores apresentaram correlação entre fatores moderada e significativa, r=0,49, 95% IC [0,42; 0,59].
A Tabela 3 apresenta os resultados da TRI. Verifica-se que, em geral, todos os itens apresentaram alta capacidade de discriminação em ambos os fatores, com variações de 1,93 a 2,96 no fator Ativismo e de 1,58 a 3,44 no fator Radicalismo. Com relação aos índices de dificuldade, nota-se que as categorias de discordância (b1 e b2) apresentaram menor dificuldade do que as categorias de concordância (b5 e b6) para o fator Ativismo. O mesmo padrão é percebido para o fator Radicalismo, contudo a dificuldade aumenta consideravelmente já nas categorias neutras (“não concordo e nem discordo”; b3).
Tabela 3 Parâmetros da TRI para a Escala de Intenção de Ativismo e Radicalismo
| Itens | a | b1 | b2 | b3 | b4 | b5 | b6 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Ativismo | |||||||
| Item 1 | 2,64 | 4,58 | 3,56 | 2,48 | 0,18 | −1,19 | −2,41 |
| Item 2 | 2,45 | 2,55 | 1,61 | 0,64 | −1,26 | −2,36 | −3,24 |
| Item 3 | 2,96 | 4,36 | 3,69 | 2,56 | 0,88 | −0,57 | −2,00 |
| Item 4 | 1,93 | 1,62 | 0,66 | −0,04 | −1,14 | −1,97 | −2,77 |
| Radicalismo | |||||||
| Item 5 | 1,58 | 0,22 | −0,57 | −1,22 | −2,41 | −3,26 | −4,07 |
| Item 6 | 2,49 | −1,34 | −2,35 | −3,19 | −4,31 | −4,96 | −5,93 |
| Item 7 | 3,44 | −1,00 | −2,03 | −2,99 | −4,35 | −5,72 | −6,96 |
| Item 8 | 2,38 | −0,60 | −1,43 | −2,30 | −3,47 | −4,36 | −5,05 |
| Item 9 | 1,60 | −0,12 | −0,75 | −1,27 | −2,72 | −3,91 | −4,48 |
| Item 10 | 1,60 | −1,15 | −2,14 | −2,81 | −4,53 | −5,55 | −6,50 |
Nota. a=índice de discriminação do item. b=índice de dificuldade do item nos thresholds das categorias de resposta
A Figura 1 apresenta as curvas de informação sobre os traços latentes por cada item. Os itens do fator Ativismo são mais informativos com relação a maior parte dos níveis do traço latente, com exceção dos níveis mais elevados (entre os pontos -4 e 2), enquanto os itens do fator Radicalismo são mais informativos com relação aos níveis mais elevados do traço latente (entre os pontos -1 e 4).
Nota. a=Fator Ativismo; b=Fator Radicalismo
Figura 1 Curvas de informação do traço latente para os fatores Ativismo (a) e Radicalismo (b)
Considerando os achados, buscamos verificar ainda se existiriam diferenças entre grupos considerando as informações sociodemográficas dos participantes. Não foram identificadas diferenças significativas com relação a gênero para os fatores Ativismo (t[169,16]=1,49; p=0,14) e Radicalismo (t[171,55]=0,48; p=0,63) ou com relação a renda para os fatores Ativismo (F[3; 382]=0,95; p=0,42) e Radicalismo (F[3; 382]=1,34; p=0,26).
Contudo, foram identificadas diferenças significativas considerando a escolaridade dos participantes para o fator Ativismo (F[3; 382]=9,19; p<0,001) e para o fator Radicalismo (F[3; 382]=7,37; p<0,001). A partir do teste post-hoc de Games Howell verificou-se que estudantes universitários (n=171; M=0,23; DP=0,83) apresentaram escores médios de Ativismo maiores do que participantes que tinham apenas o Ensino Médio ou inferior concluído (n=32; M=−0,52; DP=1,10; t=0,76; p=0,004) ou que se encontravam ou haviam concluído a Pós-Graduação (n=85; M=−0,22; DP=1,02; t=0,46; p=0,003). Enquanto para o fator Radicalismo nota-se a mesma tendência, contudo apenas entre estudantes universitários (M=0,22; DP=0,86) e participantes que concluíram ou se encontram na Pós-Graduação (M=−0,29; DP=0,90; t=0,51; p<0,001).
Discussão
As diferenças morais entre os grupos políticos, em conjunto com o isolamento ideológico dos grupos (filtros invisíveis), o nível de identificação dos brasileiros com seus líderes, a percepção desses como justos, ou não, e o anseio por mudanças políticas são fatores da mobilização política no Brasil, principalmente com relação ao radicalismo. Diante disso, o objetivo do estudo foi analisar as propriedades psicométricas da Escala de Intenção de Ativismo e Radicalismo ao contexto brasileiro a fim de validá-la para utilização em futuros estudos.
Esperava-se, por exemplo, que esta versão mantivesse uma estrutura com dois fatores, uma vez que se entende que o ativismo e o radicalismo são fenômenos distintos, e não uma “escada” de intensidade de um mesmo fenômeno, qual seja, a mobilização política. O ativismo político trata de um envolvimento em ações legais e não violentas em defesa de um grupo, enquanto o radicalismo político é caracterizado por ações ilegais e/ou violentas, sendo, portanto, estratégias diferentes e não-lineares de buscar mudança política. A análise paralela e as cargas fatoriais evidenciam essa diferenciação de dois fatores na escala estudada. As análises por meio da TRI também sugerem que esse instrumento consegue distinguir eficazmente entre participantes com níveis mais baixos e altos de ativismo e radicalismo. Contudo, apesar de tais fatores não constituírem um gradiente do mesmo fenômeno, identifica-se uma maior efetividade dos itens em mensurar intenções intermediárias e altas de radicalismo, enquanto os outros itens são mais efetivos em mensurar intenções baixas e intermediárias de ativismo.
Com relação a amostra aqui estudada, não foram identificadas diferenças em ativismo e radicalismo entre participantes de gênero e renda diferentes. Tendo sido identificadas diferenças apenas com relação a escolaridade, sendo que estudantes universitários apresentaram maior tendência tanto ao ativismo, quanto ao radicalismo político.
Ressalta-se também algumas limitações relacionadas aos dados utilizados. A princípio, por tratarem-se de dados secundários, não haviam outras medidas psicométricas para testar a validade de convergência desse instrumento. Além disso, o tamanho amostral utilizado é inferior ao sugerido por testes de simulação considerando matrizes policóricas - o software FACTOR realiza este tipo de análise por meio do estimador SENECA, o qual sugere entre 510 e 800 participantes para essa análise (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2023) - de forma que os resultados devem ser tidos com cautela.
Ainda assim, destaca-se que os resultados aqui encontrados são semelhantes a outros identificados na literatura nacional e internacional, diferenciando-se da pesquisa original de Moskalenko e McCauley (2009), apenas a manutenção dos 10 itens da primeira versão do instrumento. Além das cargas fatoriais terem distribuição similar a do estudo original, com quatro itens relacionados ao ativismo e seis relacionados ao radicalismo político, os dois itens não validados no estudo original (itens 9 e 10) se adequaram ao fator radicalismo que originalmente era composto apenas por quatro itens, o acréscimo dos dois itens pode ser explicado pelas diferenças culturais e específicas do contexto brasileiro. Afinal, o que é compreendido como uma ação legal ou ilegal, violenta ou não violenta, está atravessado pelos sistemas político e cultural de uma sociedade.
Logo, considerando que no Brasil um envolvimento político concreto é distante de grande parte da população e, ainda, vivencia-se uma polarização política, os critérios de adequação se tornam mais complexos. Isto pois, mesmo os que declaram apoio ao governo (ideologia de direita), se engajam em um discurso de mudança e repressão de outros grupos, o que gera maior possibilidade de reações radicais (Brugnago & Chaia, 2015; Freitas & Silva, 2019; McCauley & Moskalenko, 2008, 2017).
Ademais, a população brasileira vem nutrindo uma sensação de injustiça e desconfiança com relação ao meio político. Parte devido ao impeachment da ex-presidente Dilma Roussef, apontada por muitos como um “golpe parlamentar”, e à prisão do presidente Lula entre abril de 2018 e novembro de 2019, vista como uma estratégia para impedir sua candidatura e provável vitória em 2018, e parte devido aos escândalos de corrupção expostos pela operação “Lava Jato”, além de todo o contexto de desigualdade e violência estatal que levam a perda de identificação. Tais descontentamentos podem ser fatores de busca por mudança, inclusive por meio de atos violentos (Freitas & Silva, 2019; Gloria-Filho & Modesto, 2019). Portanto, a validação da Escala de Intenção de Ativismo e Radicalismo em seu formato original, assim como a diferente distribuição de cargas, podem ser compreendidas como ajustes estatísticos ao contexto brasileiro.
Tendo em vista os parâmetros estatísticos aqui apresentados, demonstra-se a adequação e replicabilidade da escala para pesquisas posteriores, assim como permite revisar a adequação dos achados de pesquisas já realizadas com a escala. Levando em consideração que essa medida já tem sido utilizada, mesmo sem passar por um processo de validação cuidadoso, que é um instrumento breve, e que não pressupõe ideologias, mas verifica formas de intenções políticas, é de grande importância essa validação para assegurar parâmetros de confiabilidade da medida em outras pesquisas que busquem compreender tal fenômeno em relação a outros na sociedade brasileira. A validação é relevante também por possibilitar a identificação da necessidade de medidas preventivas contra o radicalismo, de forma a contribuir com o processo democrático que, aparentemente, está cada vez mais distante no Brasil.
