Validity evidence of the Portuguese adaptation of the Ambivalent Sexism Inventory / Evidencias de validez de la adaptación portuguesa de la Escala de Sexismo Ambivalente

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Validity evidence of the Portuguese adaptation of the Ambivalent Sexism Inventory / Evidencias de validez de la adaptación portuguesa de la Escala de Sexismo Ambivalente ab

ab

Gabriela Gonçalves , Alejandro Orgambídez-Ramos , Jeana

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Christophe Giger , Joana Santos a

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& Alexandra Gomes

ab

Universidad del Algarve, Portugal

b

Center for Spatial and Organizational Dynamics, Universidad del Algarve, Portugal Published online: 30 Jan 2015.

To cite this article: Gabriela Gonçalves, Alejandro Orgambídez-Ramos, Jean-Christophe Giger, Joana Santos & Alexandra Gomes (2015) Validity evidence of the Portuguese adaptation of the Ambivalent Sexism Inventory / Evidencias de validez de la adaptación portuguesa de la Escala de Sexismo Ambivalente, Revista de Psicología Social: International Journal of Social Psychology, 30:1, 152-181, DOI: 10.1080/02134748.2014.991518 To link to this article: http://dx.doi.org/10.1080/02134748.2014.991518

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Revista de Psicología Social / International Journal of Social Psychology, 2015 Vol. 30, No. 1, 152–181, http://dx.doi.org/10.1080/02134748.2014.991518

Validity evidence of the Portuguese adaptation of the Ambivalent Sexism Inventory / Evidencias de validez de la adaptación portuguesa de la Escala de Sexismo Ambivalente Gabriela Gonçalvesa,b, Alejandro Orgambídez-Ramosa,b, Jean-Christophe Gigera, Joana Santosa,b and Alexandra Gomesa,b a

Universidad del Algarve, Portugal; bCenter for Spatial and Organizational Dynamics, Universidad del Algarve, Portugal (Received 5 April 2013; accepted 25 November 2013) Abstract: Modern forms of sexism have promoted the development of new scales and evaluation tools. The Ambivalent Sexism Inventory (ASI) (Glick & Fiske, 1996) aims to assess sexism along two dimensions: hostile sexism and benevolent sexism. The aim of this study is to present evidence of the validity of the factor structure of the Portuguese version of the ASI by analysing its structure and its relationships with neosexism and social dominance. The sample consisted of 446 Portuguese participants (68.6% female) between 17 and 77 years old. Results confirmed the two-factor structure; however, the best fit was registered with a four-factor structure: one hostile factor and three benevolent factors. Both hostile and benevolent sexism were correlated with neosexism and social dominance orientation. Future research should explore the dimensionality of the scale based on a four-dimension structure and its relationship to others sexism issues. Keywords: confirmatory factor analysis; social dominance orientation; neosexism; ambivalent sexism Resumen: Las nuevas formas de sexismo moderno han conllevado el desarrollo de nuevas escalas y herramientas para ser evaluado. Entre ellas cabe destacar la Escala de Sexismo Ambivalente de Glick y Fiske (1996) que considera el sexismo como un constructo bifactorial expresado como hostil y benevolente. El objetivo de este estudio es presentar evidencias de validez de la versión portuguesa de la Escala de Sexismo Ambivalente de Glick y Fiske analizando su estructura factorial y las relaciones entre sexismo ambivalente, neosexismo y orientación a la dominancia social. Participaron 446 portugueses (68.6% mujeres) con edades comprendidas entre 17 y 77 años. Los resultados apoyaron la estructura bidimensional; sin embargo, el mejor ajuste correspondió a un modelo de cuatro factores: un factor de sexismo hostil y tres factores de sexismo benevolente. Se observaron relaciones

English version: pp. 152–164 / Versión en español: pp. 165–176 References / Referencias: pp. 176–179 Translated from Spanish / Traducción del español: Mary Black Authors’ Address / Correspondencia con los autores: Gabriela Gonçalves, Faculdade de Ciências Humanas e Sociais — Campus de Gambelas, 8005-139 Faro, Portugal. E-mail: [email protected] © 2014 Fundacion Infancia y Aprendizaje

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positivas entre el sexismo hostil y las dimensiones del benevolente, y el neosexismo y la orientación a la dominancia social. Futuros estudios deberían explorar la estructura factorial de cuatro factores y sus relaciones con otros elementos del prejuicio sexista. Palabras clave: análisis confirmatorio; dominancia social; neosexismo; sexismo ambivalente

When the cruise ship Concordia ran aground off the coast of Tuscany on 13 January 2012, several sources and witnesses criticized the fact that neither women nor children were the first to be saved in the rescue boats. This was regarded as a serious violation of maritime lifesaving laws. However, this ‘maritime law’ is a myth constructed through the shipwrecks of the HSM Birkenhead and the RMS Titanic in 1852 and 1912, respectively. One hundred years later, after years of social policies against gender discrimination and the implementation of equality programmes, this myth and its presence in the media are clear evidence of the sexist beliefs present in collective notions of gender difference. Numerous studies relate sexism with the social and psychological wellbeing of men and women, as well as its predictive role in gender violence (Guerra, Gouveia, Pessoa, Rivera, & Souza Filho, 2004; Swim, Hyers, Cohen, & Ferguson, 2001; Valor-Segura, Expósito, & Moya, 2008). In Portugal, just like in many other European countries, there are often news reports related to gender violence, sexist violence or domestic violence. The key risk factors are particularly sociocultural in nature, coupled with personal beliefs about models of the masculinity and femininity of men and women (Recio, Cuadrado, & Ramos, 2007). In this sense, given the need to learn about and define risk factors related to sexism and gender violence and to have valid psychometric instruments to measure them, the purpose of this study is to present evidence of both the factorial and criterion validity of the Portuguese adaptation of Glick and Fiske’s (1996) Ambivalent Sexism Inventory.

Sexism and ambivalent sexism Sexism can be defined as an attitude towards people based on their belonging to groups based on biological sex expressed through their cognitive, affective and behavioural elements (Expósito, Moya, & Glick, 1998; Moya & Expósito, 2008). It is the outcome of all beliefs on the roles of men and women and on their relationships. Nevertheless, today the concept of sexism has changed, and studies on sexism stress that traditional and modern forms of sexism currently coexist (Cuadrado, 2009; Recio et al., 2007). These newer forms of sexism are more difficult to eradicate not only because of their subtle, concealed nature, but also because they sometimes have a positive side, which makes them more acceptable to women themselves (Rodriguez-Castro, Lameiras-Fernandez, CarreraFernandez, & Vallejo-Medina, 2013).

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G. Gonçalves et al.

According to Glick and Fiske (1996), sexism is ambivalent because it comes in two forms: hostile and benevolent, which coexist within the same individual. These dimensions are based on biological, social and cultural aspects that define the relationship between genders (Fernández, Poeschl, Glick, Páez, & Moya, 2001). Hostile sexism (HS) basically matches the old sexism or prejudice (Allport, 1954) and is organized around three ideas (Moya & Expósito, 2008): (1) dominating paternalism: women are weaker than and inferior to men. They need male protection and care since they cannot be considered fully able adults; (2) competitive gender differentiation: women and men have different characteristics and their roles and occupations are also different; those occupied by men have a higher status (such as the percentage of male executives of large companies compared to female executives, INE, 2012); and (3) heterosexual hostility: due to their sexual power, women are dangerous to men given their sexual dependence. In turn, benevolent sexism (BS) is defined as a series of interconnected attitudes towards women which are sexist when women are regarded in a stereotypical fashion limited to certain roles, even though they have a positive affective tone for the believer and tend to prompt behaviours that are typically categorized as prosocial (helping) or the quest for intimacy (such as self-revelation) (Glick & Fiske, 1996; Rodríguez, Lameiras, Carrera, & Fraílde, 2009). Just like HS, three basic components can be identified (Moya & Expósito, 2008): (1) protective paternalism: the male cares for and protects the woman just as a parent cares for their children; (2) complementary gender differentiation: women have positive qualities which complement men’s qualities; and (3) heterosexual intimacy: women are viewed as the ideal affective, intimate complement that men need. Both kinds of sexism operate as a powerful combination that promotes the subordination of women to men (Glick & Fiske, 2001, 2011; Glick et al., 2000). The exclusive presence of HS would trigger fierce resistance in women, just as it would raise men’s fear of being rejected. However, BS weakens women’s resistance to the patriarchy: women who perform roles that are traditionally considered appropriate for them receive protection, affection or social idealization, whereas women who do not fill these roles are the subject of criticism and hostile attitudes (Glick & Fiske, 1996; Lameiras & Rodríguez, 2003; Rodríguez et al., 2009). Glick and Fiske (1996) developed and validated the Ambivalent Sexism Inventory (ASI) based on this perspective. The results showed a strong correlation between the hostile and benevolent factors. The hostile dimension was associated with negative attitudes and stereotypes of women, while the benevolent dimension was associated with positive attitudes and stereotypes. In all of the analyses performed in the six original studies, the four-factor model (one hostile sexism factor and three benevolent sexism factors) achieved better adjustment and psychometric indicators compared to one-factor models (sexism) and two-factor models (one hostile sexism factor and one benevolent sexism factor). According to Glick and Fiske (1996), the one-dimensionality of hostile sexism is based on the fact that its three elements are much more closely related to each other than their benevolent counterparts. Both dominating

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paternalism and competitive differentiation revolve around the desire to dominate women, while they are also closely associated with sexual desire (Glick & Fiske, 1996; Pryor, Giedd, & Williams, 1995). However, subsequent studies performed with the scale have assumed a bifactorial structure with cross-cultural samples (Glick et al., 2000).

Ambivalent sexism and measurements related to gender The Ambivalent Sexism Inventory has been widely used to study sexism in numerous studies, and its scores have been associated with other measurements related to gender (Moya & Expósito, 2008). In the study validating the inventory, Glick and Fiske (1996) found high partial correlations between the HS scale and other scales like the Modern Sexism Inventory (Swim, Aikin, Hall, & Hunter, 1995), Attitudes Toward Women (Spence & Helmreich, 1972; Spence, Helmreich, & Stapp, 1973) and Rape Myth Acceptance (Burt, 1980). Subsequent studies in different countries have confirmed these relationships between ambivalent sexism, modern sexism and myths that legitimize rape and gender violence (Becker & Wright, 2011; Davies, Gilston, & Rogers, 2012; Glick & Fiske, 2011; Nicol & Rounding, 2013). Even though BS originally appeared related to these scales, when partial correlations were performed the correlation was no longer significant, which suggests that its relationship with them is due to the previous correlation in BS and HS (Glick & Fiske, 1996; Moya & Expósito, 2008). The two dimensions of ambivalent sexism are regarded as fundamental elements that encourage gender inequalities through processes of behavioural asymmetry (Fowers & Fowers, 2010) or differences in the behaviours of individuals according to the social group to which they belong. According to social dominance theory (Pratto et al., 2000; Pratto, Sidanius, Stallworth, & Malle, 1994; Silván-Ferrero & Bustillos, 2007), behaviour asymmetry in disadvantaged groups (such as women) implies that instead of resisting discrimination and oppression, the members of this group adopt submissive, traditional roles (woman as romantic object or loving mother), thus maintaining the unequal hierarchical structure. Glick and Fiske (1996) suggest that both HS and BS support gender hierarchies in favour of men, limiting the role of women to ‘weak’ gender roles. In this sense, if sexism is a myth that legitimizes inequalities according to sex, we can expect that people with a strong social dominance orientation (SDO) also express high levels of ambivalent sexism (Fowers & Fowers, 2010). Sibley, Overall, and Duckitt (2007) found positive relationships between SDO and HS as a consequence of intergroup domination relations, along with positive relationships between authoritarianism, measured with the Right Wing Authoritarism Scale, and BS. Feather and McKee (2012) found that both male and female participants with higher scores on SDO showed higher levels of ambivalent sexism, especially HS. Recently, Nicol and Rounding (2013) noted that social dominance orientation, measured with the scale developed by Pratto

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G. Gonçalves et al.

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et al. (1994), was a strong predictor of ambivalent sexism measured with the ASI scale. The ASI scale The ASI Scale has been broadly studied and validated in numerous languages and samples: in Spanish with samples from Chile (Mladinic, Saiz, Díaz, & Oyarce, 1998), Peru (Rottenbacher, 2010), Mexico and Spain (Expósito et al., 1998); in Portuguese with samples from Brazil (Formiga, Fachini, Curado, & Teixeira, 2005; Formiga, Golveia, & Santos, 2002); in German (Eckes & Six-Materna, 1999); and in Korean (Kim, 1998). Generally speaking, the adaptations to the scale have been characterized by their sound psychometric indicators, and they yielded the same bifactorial structure in terms of hostile and benevolent sexism. In the context of Portugal, a Portuguese language version was applied in the cross-cultural study by Glick et al. (2000). However, there are hardly any data on the bifactorial or tetrafactorial adjustment of the scale over the GFI value (.84 for the two-factor model, .81 for the four-factor model) and the Pearson correlation coefficient between HS and BS (r = .45 for the female group, p < .01). Subsequently, Magalhães et al. (2007) adapted the ASI scale to the Portuguese of Brazil and applied it to a sample of university students, noting a bifactorial structure and good internal consistency rates. The study by Gonçalves, Santos, Gomes, Vieira, and Vasconcelos (2008) used exploratory factorial analyses to translate the ASI scale from its original English into the Portuguese of Portugal, yielding a structure centred on the hostile and benevolent dimensions, in line with previous studies. However, they also found a four-factor structure with similar adjustment rates to those obtained with the two-factor structure. This four-factor structure dovetailed with the model proposed by Glick and Fiske (1996): one factor referring to hostile sexism and three dimensions of benevolent sexism associated with paternalism, gender differentiation and heterosexuality. Possible discrepancies between the Portuguese versions used by Glick et al. (2000), Magalhães et al. (2007) and Gonçalves et al. (2008) suggest the need to analyse the Portuguese instrument by Glick and Fiske with population samples other than university students.

Objectives The purpose of this study is the present evidence of both factorial and criterion validity of the adaptation of the Ambivalent Sexism Inventory by Glick and Fiske (1996) to the Portuguese of Portugal. To do so, we will verify which of the two factorial structures, bifactorial (Expósito et al., 1998; Formiga et al., 2002; Glick & Fiske, 1996; Glick et al., 2000) or tetrafactorial (Glick & Fiske, 1996; Gonçalves et al., 2008) shows greater validity of the construct. To check the criterion validity, we shall describe the relationships between ambivalent sexism, neosexism and orientation to group dominance.

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Method Participants A total of 446 Portuguese participated, 306 women (68.6%) and 140 men (31.4%) (Mage = 32.94; SD = 13.04; range = 17–77) through an incidental sample. The majority of the participants were from the regions of Alentejo and the Algarve (50.9%) and were students (33.3%), salespeople (23.9%), trained technicians (23.3%) and civil servants (19.5%).

Instruments Ambivalent Sexism Inventory The Portuguese version of the ASI scale by Glick and Fiske (1996) was used. The 22 items were grouped into two factors, hostile sexism and benevolent sexism. The internal consistency coefficients (Cronbach’s alpha) of the scale in the studies by Glick and Fiske (1996) ranged between .71 and .93. Higher scores indicate higher levels of sexism present in the participants. The researchers translated the original English version following the recommendations of Brislin (1986) and Muñiz and Hambleton (2000). First, the scale was translated from English into Portuguese by two bilingual specialists working independently. Secondly, both versions were retranslated into English by two other bilingual specialists, also working independently. The translations were compared to the original and adjusted by psychologists specializing in the topic, and then they were compared with the Spanish version (Expósito et al., 1998) and the Brazilian version (Formiga et al., 2002) of the scale. Finally, a pre-test was performed with a sample of 30 participants to correct any possible problems they had in understanding or completing the scale. The Portuguese version of the ASI scale, unlike the original, does not include items with negative statements. They were rephrased in positive terms given that the studies by Expósito et al. (1998), Formiga et al. (2002) and Mladinic et al. (1998) found that the translations of negative items created comprehension difficulties. The response format of the items in the Portuguese version was a 6point Likert scale, from 1 (‘totally disagree’) to 6 (‘totally agree’).

Social dominance orientation scale The Portuguese version (Giger, Orgambídez-Ramos, Gonçalves, Santos, & Gomes, 2012) of the social dominance orientation scale by Pratto et al. (1994) was used. This scale is made up of 16 items grouped into two dimensions, opposition to equality (eight items) and orientation to group dominance (eight items). The response format was a Likert scale ranging from 1 (‘totally disagree’) to 7 (‘totally agree’). Higher scores indicate higher levels of orientation to group dominance. The internal consistency coefficient was .83.

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G. Gonçalves et al.

Neosexism scale The neosexism scale by Tougas, Brown, Beaton, and Joly (1995) was used, which consists of 11 items on a 7-point Likert scale ranging from 1 (‘totally disagree’) to 7 (‘totally agree’). This scale was translated into Portuguese and applied in a previous pilot study with university students in order to correct any comprehension and interpretation problems. The Cronbach’s alpha coefficient of the scale is .83. Higher scores indicate more neosexist attitudes.

Socio-demographic questions The socio-demographic questions were on age, sex, professional category and region.

Procedure The data were gathered during the months of April, May and June 2012 at several public universities and companies in Portugal by administering paper-based questionnaires in different settings (classrooms, libraries, lecture halls, student associations, workplaces, etc.). The participants were informed that their responses were voluntary, anonymous and confidential. After filling out the questionnaire, the participants were given a debriefing. The data analysis was performed using the SPSS 20 statistical package and AMOS 20 software. In addition to reliability, we calculated the following indices: (1) descriptive statistics of the ambivalent sexism items; (2) confirmatory factorial analysis to check the factorial validity; and (3) calculation of the Pearson correlation among the variables to verify the criterion validity. Confirmatory factorial analyses were performed using the maximum likelihood procedure. This method assumes the normality of the data, which are considered robust when this assumption is not proven. The following indicators were calculated based on the recommendations of Byrne (2001): χ2 (chi-squared), the coefficient between chi-squared and degrees of freedom (χ2/gl), given that the size of the sample may affect the value of χ2, GFI (Goodness-of-Fit), AGFI (Adjusted Goodness-of-Fit), CFI (Comparative Fit Index) and RMSEA (RootMean Square Error of Approximation).

Results The descriptive statistics of the items in the scale appear in Table 1. The highest scores came in items 1, 7, 9 and 12, all of them in the benevolent dimension of sexism except 7. We should note that all the items, both hostile and benevolent sexism, showed normal values in terms of asymmetry and kurtosis.

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Table 1. Descriptive statistics of the items on the scale (N = 446).

Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item Item

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22

M

SD

Asymmetry ET = .160

Kurtosis ET = .230

3.89 3.33 2.48 3.28 3.58 3.18 3.98 3.24 3.99 3.79 3.06 3.88 3.68 3.16 3.31 3.18 2.91 3.38 3.56 2.22 3.48 3.25

1.71 1.41 1.56 1.39 1.56 1.71 1.57 1.59 1.48 1.40 1.44 1.67 1.79 1.47 1.50 1.50 1.58 1.51 1.41 1.31 1.38 1.51

−.29 −.11 .64 .13 −.11 .18 −.45 .19 −.36 −.29 .18 −.30 −.17 .18 .03 .15 .40 .05 −.17 .95 −.12 .06

−1.13 −.78 −.80 −.74 −1.03 −1.28 −.84 −1.04 −.72 −.65 −.92 −1.07 −1.30 −.82 −.99 −.93 −.84 −.93 −.75 .17 −.72 −1.05

Metric evidence based on internal structure The adaptation of the Ambivalent Sexism Inventory showed a good reliability index yielded through Cronbach’s alpha coefficient (.86), which is coherent with the values obtained by Glick and Fiske (1996), Expósito et al. (1998) and Formiga et al. (2002). A confirmatory factorial analysis was performed on the elements in the scale to check whether the two-factor structure (Model 1) or the four-factor structure (Model 2) was recorded. As proposed by Glick and Fiske (1996), Expósito et al. (1998) and Formiga et al. (2002), the HS factor was defined by items 2, 4, 5, 7, 10, 11, 14, 15, 16, 18 and 21, while the BS factor was defined by items 1, 3, 6, 8, 9, 12, 13, 17, 19, 20 and 22. In terms of the structure proposed by Gonçalves et al. (2008) and Glick and Fiske (1996), the items were distributed as follows: (a) hostile sexism: 2, 4, 5, 7, 10, 11, 14, 15, 16, 18 and 21; (b) benevolent paternalism: 3, 9, 17 and 20; (c) heterosexual intimacy: 1, 6, 12 and 13; and (d) complementary gender differentiation: 8, 19 and 22. Maximum likelihood was used as the method to estimate both structures. Table 2 shows the information on the adjustment indices mentioned above. The asymmetry and kurtosis values of all the items showed values that were not excessively far from those needed to accept the assumption of normality

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G. Gonçalves et al.

Table 2. Comparison between the adjustment indicators of both models.

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Structure Model 1 (bifactorial) Model 2 (tetrafactorial) Δ χ2

χ2

GFI

AGFI

CFI

NFI

RMSEA

658.10 (208)** 497.57 (203)** 160.53

.878 .910

.851 .899

.842 .897

.787 .839

.070 .057

Note: **p < .01.

(|Sk| < 3 and |Ku| < 10) (Marôco, 2010). Model 2 showed better data adjustment than Model 1: χ2 (203) = 497.57, p < .001, χ2/gl = 2.45, GFI = .91, AGFI = .90, CFI = .90, NFI = .84 and RMSEA = .057 (IC90% = .051 −.063). A chi-squared test was performed to check whether the difference between both models is statistically significant, and it revealed that the four-factor model (Model 2) showed a significant increase in the chi-square (χ2 dif = 160.53 > χ20.95; (5) = 1.070) compared to the two-factor model (Model 1). Generally speaking, we could observe that the adjustment was higher in the four-factor model (Model 2). The coefficient between the chi-square and the degrees of freedom was situated between 2 and 3, which supports the better adjustment of Model 2 over Model 1. The GFI, AGFI and CFI indices of Model 2 were over or around .90, which is considered indicative of good adjustment (Byrne, 2001). Greater support for Model 2 comes from the RMSEA value, with values closer to .05 (Pasquali, 2003). The reliability coefficients (Cronbach’s alpha) of the four-factor model were the following: hostile sexism (.84), benevolent paternalism (.71), heterosexual intimacy (.83) and complementary gender differentiation (.67). The Portuguese version of the ASI scale can be seen in Appendix 1 (Figure 1).

Validity evidence based on criterion validity The Pearson correlation analysis was performed on each of the four sub-factors of sexism using the measurements of neosexism and social dominance orientation. All four factors showed positive and significant relationships with neosexism (range from .50 to .10) and with group dominance (range from .40 to .23), but not with the opposition to quality (Table 2). The separate analysis of both sexes showed that in men only hostile sexism showed positive relationships with neosexism (r = .54, p < .01), orientation to group dominance (r = .42, p < .01) and opposition to equality (r = .21, p < .05). None of the three elements of benevolent sexism was correlated with either neosexism or the two dimensions of social dominance orientation. Among the women, both hostile sexism and protective paternalism, heterosexual intimacy and complementary gender differentiation were related to neosexism (r = .39, r = .36, r = .14 and r = .19, p < .05, respectively) and with the orientation to group dominance (r = .36, r = .34, r = .32 and r = .22, p < .05, respectively), but not with opposition to equality (Table 3).

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Figure 1. Confirmatory factorial analysis of the scale (four factors). χ2(203) = 497.57; χ2/gl = 2.45; GFI = .91; AGFI = .90; CFI = .90; NFI = .84; RMSEA = .057 Non-standardized model. SH: hostile sexism, G: complementary gender differentiation, I: heterosexual intimacy, P: protective paternalism

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G. Gonçalves et al.

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Table 3. Pearson correlations between the ASI scale, neosexism and social dominance orientation.

Total Hostile sexism Protective paternalism Heterosexual intimacy Complementary diff. Men Hostile sexism Protective paternalism Heterosexual intimacy Complementary diff. Women Hostile sexism Protective paternalism Heterosexual intimacy Complementary diff.

Neosexism

Orientation to group dominance

Opposition to equality

.48** .27** .12** .10*

.40** .25** .25** .23**

−.04 −.06 .01 .06

.54** .07 .02 .01

.42** .04 .05 .07

.21* −.01 .08 .11

.40** .36** .14* .19**

.38** .34** .32** .33**

.07 −.08 −.01 .04

Note: *p < .05; **p < .01.

Discussion Given the importance and impact of ambivalent sexism in people’s wellbeing and quality of life (Rollero, 2013), the Ambivalent Sexism Inventory by Glick and Fiske (1996) is an instrument of prime importance when studying gender beliefs and stereotypes. Therefore, the main objective of this study was to offer validity evidence of the Portuguese adaptation of the scale and to check whether it has sufficient psychometric properties to be used in Portuguese-speaking countries. The data showed that the adaptation has sound reliability that is coherent with both its initial construction (Glick & Fiske, 1996) and the other adaptations to the scale (Expósito et al., 1998; Formiga et al., 2002). With regard to the factorial structure, the values of the adjustment indices obtained in the confirmatory factorial analyses are similar to the concept of ambivalent sexism as formulated by the authors of the scale (Glick & Fiske, 1996). However, compared to the twofactor structure accepted and observed in several studies (Expósito et al., 1998; Formiga et al., 2002; Glick & Fiske, 1996), the four-factor structure, one factor on hostile sexism and three factors on benevolent sexism, showed much better data adjustment, with higher values in all the indices analysed compared to the twofactor model. In this sense, the results suggest that we consider the use of the four dimensions of ambivalent sexism as they were originally posited by Glick and Fiske (1996) and observed in the study by Gonçalves et al. (2008), thus allowing for a more complete analysis of the kinds of beliefs associated with ambivalent sexism in people.

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On the other hand, in line with the results of other studies (Becker & Wright, 2011; Davies et al., 2012; Glick & Fiske, 2011; Moya & Expósito, 2001; Moya, Expósito, & Padilla, 2006; Nicol & Rounding, 2013), both hostile sexism and factors related to benevolent sexism (benevolent paternalism, heterosexual intimacy, complementary differentiation) were positively related to the neosexism scale, even though the correlation was more intense with HS than with the other dimensions of BS. The difference in the intensity of the correlation might be related to the very nature of HS and BS. We should recall that the ASI scale is an instrument designed to measure two aspects of sexism which may be related but also express different evaluative tones, thus reflecting the ambivalence. Therefore, the scores earned in HS should be strongly related to a negative image of women, as neosexism evaluates, while the scores on BS should be strongly related to a positive image of women (Moya & Expósito, 2008). The relationships between ambivalent sexism and social dominance orientation observed in the study are in line with the results obtained by Feather and McKee (2012) and Nicol and Rounding (2013). That is, significant and positive data were found between SDO and group prejudices, especially prejudices against women. When we analyse the relationships according to sex, only relationships between hostile sexism, neosexism and social dominance (group and opposition to equality), appeared in the male group, while in the female group both kinds of sexism, hostile and benevolent, were related to neosexism and group dominance. Men with higher scores on HS showed higher levels of neosexism and social dominance orientation (group and opposition to equality). According to Glick et al. (2000), men in general have low levels of ambivalent sexism and high levels of HS, which is intensely related to the negative attitudes towards woman reflected in neosexism. Neosexism and HS share the same kind of negative beliefs about women (Davies et al., 2012; Moya & Expósito, 2001; Moya et al., 2006). On the other hand, the relationship between HS and SDO (group and opposition to equality) could be explained in the sense of inter-group conflict; that is, an explicit attack on men’s interests as a group would be related to greater hostility towards women (Davies et al., 2012; Tougas et al., 1995) through processes of behavioural asymmetry (Pratto et al., 1994; Silván-Ferrero & Bustillos, 2007). Regarding the limitations of this study, the sampling technique and the size of the sample, as well as the proportion of men to women, are factors that prevent us from generalizing the results to the entire population of Portugal. However, this was not the objective of this study; instead, it was to obtain metric evidence of the adaptation. In this sense, as Watkins (1989) recommends, the sample was greater than the 200 participants required for the confirmatory factorial analysis. Future studies should explore complementary psychometric indicators (test-retest) and control for the effects of social desirability and the mediation of aspects which would enable us to ensure concurrent validity (such as prosocial behaviours to help women and sexism).

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G. Gonçalves et al.

In summary, the Portuguese adaptation of the ASI scale by Glick and Fiske (1996) shows appropriate psychometric values to be used in Portugal. The four-factor structure seems to fit the data better, which enables us to distinguish different kinds of benevolent sexism beliefs and attitudes. This is an objective, simple and economic measurement which can be used to evaluate the degree and presence of ambivalent sexism, enabling us to identify needs and plan more effective interventions. Without a proper understanding of the phenomenon of sexism, interventions at all levels may create the illusion of equality more than change attitudes, and we run the risk of Sisyphus: no matter how hard you push, the rock always falls back down.

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Evidencias de validez de la adaptación portuguesa de la Escala de Sexismo Ambivalente Cuando el crucero Concordia encalló frente a la Toscana el 13 de enero de 2012, varias fuentes y testimonios criticaron que ni las mujeres ni los niños fueron los primeros en ser transportados a los botes salvavidas. Este hecho fue considerado un grave incumplimiento de la ley marítima de salvamento. Sin embargo, esta ‘ley marítima’ es un mito construido a partir de los naufragios de los navíos HSM Birkenhead y del RMS Titanic, en 1852 y en 1912, respectivamente. Cien años después, tras años de políticas sociales contra la discriminación de género y de la implementación de programas de igualdad, este mito, y su presencia en los medios de comunicación, es un claro testimonio de las creencias sexistas presentes en el ideario colectivo sobre la diferenciación de género. Existen numerosos estudios que relacionan el sexismo con el bienestar social y psicológico de hombres y mujeres así como su papel predictivo en la violencia de género (Guerra, Gouveia, Pessoa, Rivera, & Souza Filho, 2004; Swim, Hyers, Cohen, & Ferguson, 2001; Valor-Segura, Expósito, & Moya, 2008). En Portugal, al igual que en otros países europeos, aparecen frecuentemente noticias de prensa relacionadas con la violencia de género, violencia sexista o violencia doméstica. Los factores clave de riesgo son sobre todo de naturaleza sociocultural y de creencias personales sobre modelos de masculinidad y feminidad de hombres y mujeres (Recio, Cuadrado, & Ramos, 2007). En este sentido, dada la necesidad de conocer y definir factores de riesgo relativos al sexismo y a la violencia de género, y de disponer de instrumentos psicométricamente válidos para evaluarlos, el objetivo de este estudio es presentar evidencias de validez, tanto factorial como de criterio, de la adaptación al portugués de Portugal de la Escala de Sexismo Ambivalente de Glick y Fiske (1996).

Sexismo y sexismo ambivalente El sexismo puede ser definido como la actitud dirigida a las personas en virtud de su pertenencia a los grupos basados en el sexo biológico, expresado a través de sus elementos cognitivos, afectivos y comportamentales (Expósito, Glick, & Moya, 1998; Moya & Expósito, 2008). Es el resultado de todas las creencias relativas a los roles propios de hombres y mujeres, y de sus relaciones. No obstante, en la actualidad el concepto de sexismo se ha modulado y las investigaciones sobre sexismo ponen de manifiesto que coexisten formas tradicionales y modernas de sexismo (Cuadrado, 2009; Recio et al., 2007). Estas formas de sexismo son más difíciles de erradicar no sólo por su naturaleza sutil

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G. Gonçalves et al.

o encubierta, sino porque a veces tienen un polo positivo que las hace más aceptables por las propias mujeres (Rodriguez-Castro, Lameiras-Fernandez, Carrera-Fernandez, & Vallejo-Medina, 2013). Según Glick y Fiske (1996), el sexismo es ambivalente porque se compone de dos formas: una hostil y una benevolente, que coexisten en el mismo individuo. Estas dimensiones están basadas en aspectos biológicos, sociales y culturales que definen la relación entre géneros (Fernández, Poeschl, Glick, Páez, & Moya, 2001). El sexismo hostil (SH) coincide básicamente con el viejo sexismo o prejuicio (Allport, 1954) y se estructura en torno a tres ideas (Moya & Expósito, 2008): (1) paternalismo dominador: las mujeres son más débiles e inferiores a los hombres. Necesitan de la protección y cuidados masculinos ya que no se las puede considerar como personas adultas y capacitadas; (2) diferenciación de género competitiva: las mujeres y los hombres tienen características diferentes y sus roles y ocupaciones también son distintas, siendo de mayor estatus las ocupadas por los hombres (e.g., porcentaje de hombres directivos de grandes empresas en comparación con el porcentaje de mujeres directivas, INE, 2012); (3) hostilidad heterosexual: las mujeres, debido a su poder sexual, son peligrosas para los hombres dada su dependencia sexual. Por su parte, el sexismo benevolente (SB) se define como un conjunto de actitudes interrelacionadas hacia las mujeres que son sexistas cuando se las considera de forma estereotipada y limitadas a ciertos roles, pero que tienen un tono afectivo positivo para el preceptor y tienden a suscitar en éste conductas típicamente categorizadas como prosociales (de ayuda) o de búsqueda de intimidad (como la revelación de uno mismo) (Glick & Fiske, 1996; Rodríguez, Lameiras, Carrera, & Fraílde, 2009). Al igual que en el SH, se pueden identificar tres componentes básicos (Moya & Expósito, 2008): (1) el paternalismo protector, es decir, el hombre cuida y protege a la mujer como un padre cuida a sus hijos; (2) la diferenciación de género complementaria, es decir, las mujeres poseen características positivas que complementan a las de los hombres; y (3) intimidad heterosexual, es decir, las mujeres son concebidas como el complemento afectivo y amoroso ideal e imprescindible para los hombres. Los dos sexismos funcionan como una potente combinación que promueve la subordinación de las mujeres a los hombres (Glick & Fiske, 2001, 2011; Glick et al., 2000). La exclusiva presencia del SH provocaría una fuerte resistencia en las mujeres, a la par que aumentaría el temor de los hombres a ser rechazados. Ahora bien, el SB debilita la resistencia de las mujeres ante el patriarcado: las mujeres que desempeñan los roles considerados tradicionalmente como adecuados reciben protección, afecto e idealización social, mientras que las mujeres que no cumplen dichos roles son objeto de crítica y actitudes hostiles (Glick & Fiske, 1996; Lameiras & Rodríguez, 2003; Rodríguez et al., 2009). Apoyándose en esta perspectiva, Glick y Fiske (1996) desarrollaron y validaron la Escala de Sexismo Ambivalente (Ambivalent Sexism Inventory, ASI). Los resultados mostraron una fuerte correlación entre los factores hostil y benévolo. La dimensión hostil se asoció con actitudes y estereotipos negativos relativos a las

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mujeres, mientras que a su vez la dimensión benevolente se relacionó con actitudes y estereotipos positivos. En todos los análisis realizados en los seis estudios originales, el modelo de cuatro factores (un factor de sexismo hostil y tres factores de sexismo benevolente) logró mejores ajustes e indicadores psicométricos en comparación con modelos de un factor (sexismo) y de dos factores (un factor de sexismo hostil y otro factor de sexismo ambivalente). Según Glick y Fiske (1996), la unidimensionalidad del sexismo hostil se basa en que sus tres elementos estarían mucho más relacionados entre sí que sus opuestos benevolentes. Tanto el paternalismo dominador como la diferenciación competitiva se centran en el deseo de dominar a la mujer, que a su vez se asocia fuertemente al deseo sexual (Glick & Fiske, 1996; Pryor, Giedd, & Williams, 1995). Sin embargo, estudios posteriores realizados con la escala han asumido la estructura bifactorial con muestras transculturales (Glick et al., 2000).

Sexismo ambivalente y medidas relacionadas con el género La Escala de Sexismo Ambivalente ha sido ampliamente utilizada para estudiar el sexismo en numerosas investigaciones y sus puntuaciones se han relacionado con otras medidas relacionadas con el género (Moya & Expósito, 2008). En el propio estudio de validación de la escala, Glick & Fiske (1996) encontraron elevadas correlaciones parciales entre la escala de SH y otras escalas como la Modern Sexism Inventory (Swim, Aikin, Hall, & Hunter, 1995), la Attitudes Toward Women (Spence & Helmreich, 1972; Spence, Helmreich, & Stapp, 1973) o la Rape Myth Acceptance (Burt, 1980). Posteriores estudios, en distintos países, han confirmado estas relaciones entre sexismo ambivalente, sexismo moderno y mitos legitimadores de la violación y la violencia de género (Becker & Wright, 2011; Davies, Gilston, & Rogers, 2012; Glick & Fiske, 2011; Nicol & Rounding, 2013). Si bien el SB apareció inicialmente relacionado con estas escalas, cuando se llevaron a cabo correlaciones parciales, la correlación dejó de ser significativa, lo que sugiere que su relación con ellas se debe a la correlación previa existente en el SB y el SH (Glick & Fiske, 1996; Moya & Expósito, 2008). Las dos dimensiones del sexismo ambivalente se consideran como elementos fundamentales que favorecen las desigualdades de género mediante los procesos de asimetría comportamental (Fowers & Fowers, 2010), o diferencias en el comportamiento de los individuos en función del grupo social al que pertenezcan. Según la teoría de la dominancia social (Pratto et al., 2000; Pratto, Sidanius, Stallworth, & Malle, 1994; Silván-Ferrero & Bustillos, 2007), la asimetría comportamental en los grupos desfavorecidos (mujeres) implica que los individuos, en vez de resistirse a la discriminación y la opresión, adoptan roles sumisos y tradicionales (mujer como objeto romántico, como madre amorosa) manteniendo la estructura jerárquica desigual. Glick y Fiske (1996) plantean que tanto el SH como el SB apoyan las jerarquías de género a favor de los hombres, limitando el papel de las mujeres a los roles de género ‘débil’.

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G. Gonçalves et al.

En este sentido, si el sexismo es un mito legitimador de las desigualdades en función del sexo, es esperable que las personas con una fuerte orientación a la dominancia social (ODS) expresen igualmente altos niveles de sexismo ambivalente (Fowers & Fowers, 2010). Sibley, Overall, & Duckitt (2007) observaron relaciones positivas entre la ODS y el SH, como consecuencia de las relaciones de dominación intergrupales, y relaciones positivas entre el autoritarismo, medido a través de la Right Wing Authoritarism Scale y el SB. Feather y McKee (2012) encontraron que los participantes, tanto hombres como mujeres, con mayores puntuaciones en ODS manifestaron mayores niveles de sexismo ambivalente, sobre todo SH. Recientemente, Nicol y Rounding (2013) observaron que la orientación a la dominancia social, medida con la escala de Pratto et al. (1994) era un fuerte predictor del sexismo ambivalente medido con la escala ASI.

La escala ASI La escala ASI ha sido ampliamente estudiada y validada en diversos idiomas y muestras; en castellano con muestras chilenas (Mladinic, Saiz, Díaz, & Oyarce, 1998), peruanas (Rottenbacher, 2010), mejicanas y españolas (Expósito et al., 1998), en portugués de Brasil (Formiga, Fachini, Curado, & Teixeira, 2005; Formiga, Gouveia, & Santos, 2002), en alemán (Eckes & Six-Materna, 1999) o en coreano (Kim, 1998). En general, las adaptaciones de la escala se han caracterizado por sus buenos índices psicométricos y por la obtención de la misma estructura bifactorial en términos de sexismo hostil y benevolente. En el contexto portugués, una versión en lengua portuguesa fue aplicada en el estudio transcultural de Glick et al. (2000). No obstante, apenas se ofrecen datos sobre el ajuste bifactorial o tetrafactorial de la escala, solo el valor GFI (.84 para el modelo de dos factores, .81 para el modelo de cuatro factores) y el coeficiente de correlación de Pearson entre SH y SB (r = .45 para el grupo de mujeres, p < .01). Posteriormente Magalhães et al. (2007) adaptaron la escala ASI al portugués de Brasil y la aplicaron a una muestra de estudiantes universitarios, observando una estructura bifactorial y buenos índices de consistencia interna. En el estudio de Gonçalves, Santos, Gomes, Vieira, y Vasconcelos (2008), mediante análisis factoriales exploratorios, se tradujo la escala ASI del inglés original al portugués de Portugal y se obtuvo una estructura centrada en las dimensiones hostil y benevolente conforme a los estudios anteriores, pero igualmente se observó una estructura de cuatro factores con índices de ajuste semejantes a los obtenidos por la estructura bifactorial. Esta estructura tetrafactorial coincidía con el modelo propuesto por Glick y Fiske (1996): un factor referido al sexismo hostil y tres dimensiones del sexismo benevolente asociadas al paternalismo, la diferenciación de género y la heterosexualidad. Posibles discrepancias entre las versiones en portugués utilizadas por Glick et al. (2000), Magalhães et al. (2007) y Gonçalves et al. (2008) plantean la necesidad de analizar el instrumento de Glick y Fiske en lengua portuguesa con muestras poblacionales no exclusivamente universitarias.

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Objetivos El objetivo de este estudio es presentar evidencias de validez, tanto factorial como de criterio, de la adaptación al portugués de Portugal de la Escala de Sexismo Ambivalente de Glick y Fiske (1996). Para ello se verificará cuál de las dos estructuras factoriales señaladas, la bifactorial (Expósito et al., 1998; Formiga et al., 2002; Glick & Fiske, 1996; Glick et al., 2000) o la tetrafactorial (Glick & Fiske, 1996; Gonçalves et al., 2008), muestra una mayor validez de constructo. Para comprobar la validez de criterio, se describirán las relaciones existentes entre el sexismo ambivalente, el neosexismo y la orientación a la dominancia grupal.

Método Participantes Participaron 446 portugueses, 306 mujeres (68.6%) y 140 hombres (31.4%) (Medad = 32.94; SD = 13.04; rango = 17–77) a través de un muestro incidental. La mayoría de los participantes provienen de las regiones del Alentejo y del Algarbe (50.9%) y son estudiantes (33.3%), comerciales (23.9%), técnicos superiores (23.3%) y funcionarios (19.5%).

Instrumentos Escala de Sexismo Ambivalente Se utilizó la versión portuguesa de la escala ASI de Glick y Fiske (1996). Los 22 ítems se agrupan en dos factores, sexismo hostil y sexismo benevolente. Los coeficientes de consistencia interna (alfa de Cronbach) de la escala en los estudios de Glick y Fiske (1996) oscilaron entre .71 y .93. Mayores puntuaciones indican mayores niveles de sexismo presentes en los participantes. Los investigadores tradujeron la versión original en inglés conforme a las recomendaciones de Brislin (1986) y de Muñiz y Hambleton (2000). En primer lugar, la escala fue traducida del inglés al portugués por dos especialistas bilingües de modo independiente. En segundo lugar, las dos versiones fueron retraducidas al inglés por otros dos especialistas bilingües igualmente de manera independiente. Las traducciones fueron comparadas con el original y ajustadas por psicólogos especialistas en la temática, y comparadas con la versión española (Expósito et al., 1998) y brasileña (Formiga et al., 2002) de la escala. Finalmente, se realizó un pre-test con una muestra de 30 participantes para corregir posibles problemas de comprensión y cumplimentación. La versión portuguesa de la escala ASI, al contrario que la original, no incluye ítems con enunciados negativos. Estos fueron reformulados en términos positivos dado que en los estudios de Expósito et al. (1998), Formiga et al. (2002) y Mladinic et al. (1998) se observó que las traducciones de dichos ítems creaban dificultades en su comprensión. El formato de respuesta de los ítems de la versión portuguesa fue tipo Likert de 6 puntos, de 1 (‘totalmente en desacuerdo’) a 6 (‘totalmente de acuerdo’).

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G. Gonçalves et al.

Escala de orientación a la dominancia social Se empleó la versión portuguesa (Giger, Orgambídez-Ramos, Gonçalves, Santos, & Gomes, 2012) de la escala de orientación a la dominancia social de Pratto et al. (1994). Esta escala se compone de 16 ítems agrupados en dos dimensiones, oposición a la igualdad (ocho ítems) orientación a la dominancia grupal (ocho ítems). El formato de respuesta es de tipo Likert de 1 (‘totalmente en desacuerdo’) a 7 (‘totalmente de acuerdo’). Mayores puntuaciones indican mayores niveles de orientación a la dominancia grupal. El coeficiente de consistencia interna fue de .83. Escala de neosexismo Se utilizó la escala de neosexismo de Tougas, Brown, Beaton, y Joly (1995), que consta de 11 ítems con un formato de respuesta Likert de 7 puntos, desde 1 (‘totalmente en desacuerdo’) a 7 (‘totalmente de acuerdo’). Esta escala fue traducida al portugués y aplicada en un estudio piloto previo con universitarios, con el fin de corregir problemas de comprensión e interpretación. El coeficiente alfa de Cronbach de la escala es de .83. Mayores puntuaciones revelan actitudes más neosexistas. Preguntas sociodemográficas Preguntas sociodemográficas relativas a la edad, sexo, categoría profesional y región. Procedimiento La recogida de datos se realizó durante los meses de abril, mayo y junio de 2012 en varias universidades públicas portuguesas y empresas de Portugal, mediante la aplicación de cuestionarios en papel en distintos escenarios (aulas, bibliotecas, salas de lectura, asociaciones de estudiantes, puestos de trabajo…). Los participantes fueron informados sobre la voluntariedad, anonimato y confidencialidad de las respuestas dadas. Tras la cumplimentación del cuestionario, se realizó un debriefing a los participantes. El análisis de datos se realizó mediante el paquete estadístico SPSS 20 y el programa AMOS 20. Se han calculado, además de la fiabilidad, los siguientes índices: (1) estadísticos descriptivos de los ítems de sexismo ambivalente, (2) análisis factorial confirmatorio para comprobar la validez factorial y (3) cálculo de la correlación de Pearson entre las variables para verificar la validez de criterio. Se han llevado a cabo análisis factoriales confirmatorios mediante el procedimiento Máxima Verosimilitud (Maximum Likelihood). Este método asume la normalidad de los datos, considerándose robusto cuando este presupuesto no se cumple. Se calcularon los siguientes indicadores conforme a las recomendaciones de Byrne (2001): χ2 (chi-cuadrado), la razón entre chi-cuadrado y los grados de libertad (χ2/gl), dado que el tamaño de la muestra puede afectar a al valor χ2, GFI

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(Goodness-of-Fit), AGFI (Adjusted Goodness-of-Fit), CFI (Comparative Fit Index), y RMSEA (Root-Mean Square Error of Approximation). Resultados Los estadísticos descriptivos de los ítems de la escala aparecen en la Tabla 1. Las mayores puntuaciones correspondieron a los ítems 1, 7, 9 y 12, situándose todos ellos, a excepción del 7, en la dimensión benevolente del sexismo. Cabe destacar que todos los ítems, tanto del sexismo hostil como del benevolente, presentaron valores normales en términos de asimetría y de curtosis. Evidencias métricas basadas en la estructura interna La adaptación de la Escala de Sexismo Ambivalente presentó un buen índice de fiabilidad, obtenido a través del coeficiente alfa de Cronbach (.86) y coherente con los valores obtenidos por Glick y Fiske (1996), Expósito et al. (1998) y Formiga et al. (2002). Se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio sobre los elementos de la escala para comprobar si se registraba la estructura de dos factores (Modelo 1) o por el contrario la estructura de cuatro factores (Modelo 2). Tabla 1. Estadísticos descriptivos de los ítems de la escala (N = 446).

Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem Ítem

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22

M

DT

Asimetría ET = .160

Curtosis ET = .230

3.89 3.33 2.48 3.28 3.58 3.18 3.98 3.24 3.99 3.79 3.06 3.88 3.68 3.16 3.31 3.18 2.91 3.38 3.56 2.22 3.48 3.25

1.71 1.41 1.56 1.39 1.56 1.71 1.57 1.59 1.48 1.40 1.44 1.67 1.79 1.47 1.50 1.50 1.58 1.51 1.41 1.31 1.38 1.51

−.29 −.11 .64 .13 −.11 .18 −.45 .19 −.36 −.29 .18 −.30 −.17 .18 .03 .15 .40 .05 −.17 .95 −.12 .06

−1.13 −.78 −.80 −.74 −1.03 −1.28 −.84 −1.04 −.72 −.65 −.92 −1.07 −1.30 −.82 −.99 −.93 −.84 −.93 −.75 .17 −.72 −1.05

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G. Gonçalves et al.

Tabla 2. Comparación entre los índices de ajuste de ambos modelos.

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Estructura Modelo 1 (bifactorial) Modelo 2 (tetrafactorial) Δ χ2

χ2

GFI

AGFI

CFI

NFI

RMSEA

658.10 (208)** 497.57 (203)** 160.53

.878 .910

.851 .899

.842 .897

.787 .839

.070 .057

Nota: **p < .01.

Tal y como proponen Glick y Fiske (1996), Expósito et al. (1998) y Formiga et al. (2002), el factor SH quedó definido por los ítems 2, 4, 5, 7, 10, 11, 14, 15, 16, 18 y 21 mientras que el factor SB lo fue por los ítems 1, 3, 6, 8, 9, 12, 13, 17, 19, 20 y 22. En cuanto a la estructura propuesta por Gonçalves et al. (2008) y Glick y Fiske (1996), los ítems se distribuyeron del siguiente modo: (a) sexismo hostil: 2, 4, 5, 7, 10, 11, 14, 15, 16, 18 y 21; (b) paternalismo benevolente: 3, 9, 17 y 20; (c) intimidad heterosexual: 1, 6, 12 y 13; y (d) diferenciación de género complementaria: 8, 19 y 22. Como método de estimación de ambas estructuras se empleó el de Máxima Verosimilitud. La Tabla 2 muestra la información de los índices de ajuste indicados anteriormente. Los valores de asimetría y de curtosis de todos los ítems presentaron valores que no se alejan excesivamente de los valores considerados como adecuados para asumir el presupuesto de normalidad (|Sk| < 3 y |Ku| < 10) (Marôco, 2010). El Modelo 2 mostró un mejor ajuste a los datos que el Modelo 1: χ2 (203) = 497.57, p < .001, χ2/gl = 2.45, GFI = .91, AGFI = .90, CFI = .90, NFI = .84 y RMSEA = .057 (IC90% = .051 -.063). Se llevó a cabo un test de chi-cuadrado para comprobar si la diferencia entre ambos modelos es estadísticamente significativa, observándose que el modelo de cuatro factores (Modelo 2) supone un incremento de chi-cuadrado significativo (χ2 dif = 160.53 > χ2 0.95; (5) = 11.070) respecto al modelo dos factores (Modelo 1). En general, se puede observar que el ajuste fue superior en el modelo de cuatro factores (Modelo 2). La razón entre chi-cuadrado y los grados de libertad se situó entre 2 y 3, lo que apoya el mejor ajuste del Modelo 2 frente al Modelo 1. Los índices GFI, AGFI y CFI del Modelo 2 se situaron por encima o en torno a .90, lo que se considera indicativo de un buen ajuste (Byrne, 2001). Un mayor apoyo al Modelo 2 lo representa el valor RMSEA, con valores más cercanos a .05 (Pasquali, 2003). Los coeficientes de fiabilidad de los cuatros factores (alfa de Cronbach) obtenidos fueron los siguientes: sexismo hostil (.84), paternalismo benevolente (.71), intimidad heterosexual (.83) y diferenciación de género complementaria (.67). En el Apéndice 1 puede consultarse la versión portuguesa de la escala ASI (Figura 1).

Evidencias de validez basadas en la validez de criterio Se realizaron análisis de correlación de Pearson entre cada uno de los cuatro subfactores del sexismo con las medidas de neosexismo y orientación a la

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Figura 1. Análisis factorial confirmatorio de la escala (cuatro factores). χ2 (203) = 497.57; χ2/gl = 2.45; GFI = .91; AGFI = .90; CFI = .90; NFI = .84; RMSEA = .057 Modelo no estandarizado. SH: sexismo hostil, G: diferenciación de género complementaria, I: intimidad heterosexual, P: paternalismo protector

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G. Gonçalves et al.

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Tabla 3. Correlaciones de Pearson entre la escala ASI, neosexismo y orientación a la dominancia social.

Total Sexismo hostil Patern. Protector Intim. Heterosexual Difer. Complement. Hombres Sexismo hostil Patern. Protector Intim. Heterosexual Difer. Complement Mujeres Sexismo hostil Patern. Protector Intim. Heterosexual Difer. Complement

Neosexismo

Orientación a la dominancia grupal

Oposición a la igualdad

.48** .27** .12** .10*

.40** .25** .25** .23**

−.04 −.06 .01 .06

.54** .07 .02 .01

.42** .04 .05 .07

.21* −.01 .08 .11

.40** .36** .14* .19**

.38** .34** .32** .33**

.07 −.08 −.01 .04

Nota: *p < .05; **p < .01.

dominancia social. Los cuatro factores mostraron relaciones positivas y significativas con el neosexismo (rango de .50 hasta .10) y con la dominancia grupal (rango de .40 hasta .23), pero no con la oposición a la igualdad (Tabla 2). El análisis por separado de ambos sexos muestra que en el caso de los hombres solo el sexismo hostil registró relaciones positivas con el neosexismo (r = .54, p < .01), la orientación a la dominancia grupal (r = .42, p < .01), y la oposición a la igualdad (r = .21, p < .05). Los tres elementos del sexismo benevolente no se correlacionaron ni con el neosexismo ni con las dos dimensiones de la orientación a la dominancia social. En el grupo de mujeres, tanto el sexismo hostil como el paternalismo protector, la intimidad heterosexual y la diferenciación de género complementaria se relacionaron con el neosexismo (r = .39, r = .36, r = .14 y r = .19, p < .05, respectivamente) y con la orientación a la dominancia grupal (r = .36, r = .34, r = .32 y r = .22, p < .05, respectivamente), pero no con la oposición a la igualdad (Tabla 3).

Discusión Dada la importancia y el impacto del sexismo ambivalente en el bienestar y la calidad de vida de las personas (Rollero, 2013), la Escala de Sexismo Ambivalente de Glick y Fiske (1996) se convierte en un instrumento fundamental en el estudio de las creencias y estereotipos de género, por lo que el objetivo principal de este estudio es ofrecer evidencias de validez de la adaptación al portugués de la escala y comprobar si posee suficientes propiedades psicométricas para ser utilizada en los países de lengua portuguesa.

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Los datos mostraron una buena fiabilidad de la adaptación, coherente con los obtenidos en su construcción inicial (Glick & Fiske, 1996) y con los de otras adaptaciones realizadas de la escala (Expósito et al., 1998; Formiga et al., 2002). En relación a la estructura factorial, los valores de los índices de ajuste obtenidos en los análisis factoriales confirmatorios van al encuentro del concepto de sexismo ambivalente, tal y como fue formulado por los autores de la escala (Glick & Fiske, 1996). No obstante, frente a la estructura bifactorial asumida y observada en diversos estudios (Expósito et al., 1998; Formiga et al., 2002; Glick & Fiske, 1996), la estructura de cuatro factores, uno de sexismo hostil y tres factores relativos al sexismo benevolente, obtuvo un ajuste mucho mejor a los datos, con valores superiores en todos los índices analizados en comparación con el modelo bifactorial. En este sentido, los resultados sugieren considerar el uso de las cuatro dimensiones del sexismo ambivalente tal y como originalmente fueron planteadas por Glick y Fiske (1996) y observadas en el estudio de Gonçalves et al. (2008), permitiendo con ello un análisis más completo sobre el tipo de creencias asociadas al sexismo ambivalente presentes en las personas. Por otro lado y en consonancia con los resultados obtenidos en otros estudios (Becker & Wright, 2011; Davies et al., 2012; Glick & Fiske, 2011; Moya & Expósito, 2001; Moya, Expósito, & Padilla, 2006; Nicol & Rounding, 2013), tanto el sexismo hostil como los factores relativos al sexismo benevolente (paternalismo benevolente, intimidad heterosexual, diferenciación complementaria) se relacionaron positivamente con la escala de neosexismo, si bien la correlación fue más intensa con el SH que con las demás dimensiones del SB. Posiblemente la diferencia de la intensidad de la correlación tiene que ver con la propia naturaleza del SH y del SB. Cabe recordar que la escala ASI es un instrumento diseñado para medir dos aspectos del sexismo que, si bien relacionados, expresan tonos evaluativos diferentes reflejando así la ambivalencia. De este modo, las puntuaciones obtenidas en SH han de estar fuertemente relacionadas con una imagen negativa de las mujeres, tal y como evalúa el neosexismo, mientras que las puntuaciones obtenidas en SB lo estarán con una imagen positiva de ellas (Moya & Expósito, 2008). Las relaciones entre el sexismo ambivalente y la orientación a la dominancia social observadas en el estudio van en la línea de los resultados obtenidos por Feather y McKee (2012) y Nicol y Rounding (2013), es decir, se registraron relaciones significativas y positivas entre la ODS y los prejuicios de grupo, específicamente prejuicios contra las mujeres. Cuando se analizan las relaciones en función del sexo, en el grupo de hombres, únicamente aparecen relaciones entre sexismo hostil, neosexismo y dominancia social (grupal y oposición a la igualdad), mientras que en grupo de las mujeres los dos tipos de sexismo, hostil y benevolente, se relacionan con el neosexismo y la dominancia grupal. Los hombres con mayores puntuaciones en SH manifestaron mayores niveles en neosexismo y en orientación a la dominancia social (grupal y oposición a la igualdad). Según Glick et al. (2000), en general los hombres poseen niveles bajos de sexismo ambivalente y elevados niveles de SH, lo cual se relacionaría

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intensamente con las actitudes negativas hacia las mujeres reflejadas en el neosexismo. Neosexismo y SH comparten el mismo tipo de creencias negativas hacia las mujeres (Davies et al., 2012; Moya & Expósito, 2001; Moya et al., 2006). Por otro lado, la relación entre SH y ODS (grupal y oposición a la igualdad) podría explicarse en el sentido de conflicto entre grupos, esto es, el ataque explícito hacia los intereses de los hombres como grupo que se relacionaría con una mayor hostilidad hacia las mujeres (Davies et al., 2012; Tougas et al., 1995), a través de los procesos de asimetría comportamental (Pratto et al., 1994; Silván-Ferrero & Bustillos, 2007). Relativamente a las limitaciones del estudio, la técnica de muestreo y el tamaño de la muestra, al igual que la proporción hombres/mujeres, son elementos que impiden la generalización de los resultados a la población portuguesa; no obstante, no fue ese el objetivo de la investigación sino la obtención de evidencias métricas de la adaptación. En este sentido y tal y como Watkins (1989) recomienda, la muestra supera los 200 participantes requeridos para el análisis factorial confirmatorio. Nuevos estudios deberán explorar indicadores psicométricos complementarios (test-retest), así como el control del efecto de deseabilidad social y la medición de aspectos que permitan asegurar la validez concurrente (e.g., comportamientos prosociales de ayuda a mujeres y sexismo). Resumiendo, la adaptación al portugués de la escala ASI de Glick y Fiske (1996) presenta adecuados valores psicométricos para ser utilizada en Portugal. La estructura de cuatro factores parece ajustarse mejor a los datos, lo que permite diferenciar distintos tipos de creencias y actitudes sexistas benevolentes. Se trata de una medida objetiva, simple y económica que puede ser usada para evaluar el grado y presencia del sexismo ambivalente, permitiendo identificar necesidades y plantear intervenciones más eficaces. Sin una adecuada comprensión del fenómeno sexista, las intervenciones, a todos los niveles, pueden crear ilusiones de igualdad más que cambiar actitudes, y corremos el riesgo de Sísifo: por más que se empuje, la roca siempre vuelve a caer.

Acknowledgements / Agracedimientos This study has received financial support from the Foundation for Science and Technology (Fundação para a Ciência e Tecnologia, FCT) of Portugal. The authors wish to thank Paula Vasconcelos and Flora Vieira for their participation in gathering and codifying the data. / Este trabajo ha recibido el apoyo financiero parcial de la Fundación para la Ciencia y la Tecnología (Fundação para a Ciência e Tecnologia, FCT) de Portugal. Los autores quieren agradecer la participación y colaboración de Paula Vasconcelos y Flora Vieira en la recogida y codificación de los datos.

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Appendix 1 Translation of the ASI scale into Portuguese (1) Independentemente quão acompanhado um homem esteja, ele nunca está completo até que ame uma mulher. (2) Muitas mulheres atualmente procuram favores especiais, como as políticas de emprego que as favorecem perante os homens, sob o ideal de pedirem igualdade. (3) Num desastre, devem socorrer-se as mulheres antes dos homens. (4) A maior parte das mulheres, interpreta comentários inocentes como sendo comentários sexistas. (5) As mulheres ofendem-se muito facilmente.

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(6) As pessoas nunca estão verdadeiramente felizes na vida sem que estejam romanticamente envolvidas com uma pessoa do sexo oposto. (7) As feministas tentam que as mulheres alcancem mais poder que os h omens. (8) Muitas mulheres têm uma qualidade de pureza que poucos homens possuem. (9) As mulheres deviam ser acarinhadas e protegidas pelos homens. (10) Muitas mulheres não apreciam verdadeiramente tudo aquilo que os homens fazem por elas. (11) As mulheres procuram ganhar o poder através do domínio dos homens. (12) Todos os homens devem ter uma mulher que adorem. (13) Os homens estão incompletos sem as mulheres. (14) As mulheres exageram os problemas que têm no emprego. (15) Assim que uma mulher consegue que um homem se comprometa, geralmente procure pôr-lhe ‘rédea curta’. (16) Quando as mulheres perdem com um homem numa competição justa, elas, tipicamente, queixam-se de serem alvos de discriminação. (17) Uma boa mulher deveria ser colocada num pedestal pelo seu homem. (18) Muitas mulheres conseguem um ‘pontapé de saída’ provocando os homens, mostrando-se sexualmente disponíveis, e depois recusando os seus avanços. (19) As mulheres comparativamente aos homens, tendem a ter uma sensibilidade moral superior. (20) Os homens devem estar na disposição de sacrificar o seu próprio bemestar, de forma a sustentarem financeiramente a mulher. (21) As feministas fazem exigências pouco razoáveis aos homens. (22) As mulheres, comparativamente com os homens, tendem a ter um sentido de cultura e gosto mais refinados.

Apéndice 1 Traducción de la escala ASI al portugués (1) Independentemente quão acompanhado um homem esteja, ele nunca está completo até que ame uma mulher. (2) Muitas mulheres atualmente procuram favores especiais, como as políticas de emprego que as favorecem perante os homens, sob o ideal de pedirem igualdade. (3) Num desastre, devem socorrer-se as mulheres antes dos homens. (4) A maior parte das mulheres, interpreta comentários inocentes como sendo comentários sexistas. (5) As mulheres ofendem-se muito facilmente. (6) As pessoas nunca estão verdadeiramente felizes na vida sem que estejam romanticamente envolvidas com uma pessoa do sexo oposto.

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(7) As feministas tentam que as mulheres alcancem mais poder que os homens. (8) Muitas mulheres têm uma qualidade de pureza que poucos homens possuem. (9) As mulheres deviam ser acarinhadas e protegidas pelos homens. (10) Muitas mulheres não apreciam verdadeiramente tudo aquilo que os homens fazem por elas. (11) As mulheres procuram ganhar o poder através do domínio dos homens. (12) Todos os homens devem ter uma mulher que adorem. (13) Os homens estão incompletos sem as mulheres. (14) As mulheres exageram os problemas que têm no emprego. (15) Assim que uma mulher consegue que um homem se comprometa, geralmente procure pôr-lhe ‘rédea curta’. (16) Quando as mulheres perdem com um homem numa competição justa, elas, tipicamente, queixam-se de serem alvos de discriminação. (17) Uma boa mulher deveria ser colocada num pedestal pelo seu homem. (18) Muitas mulheres conseguem um ‘pontapé de saída’ provocando os homens, mostrando-se sexualmente disponíveis, e depois recusando os seus avanços. (19) As mulheres comparativamente aos homens, tendem a ter uma sensibilidade moral superior. (20) Os homens devem estar na disposição de sacrificar o seu próprio bemestar, de forma a sustentarem financeiramente a mulher. (21) As feministas fazem exigências poucos razoáveis aos homens. (22) As mulheres, comparativamente com os homens, tendem a ter um sentido de cultura e gosto mais refinados.