Quadro 1
Itens da Escala de Motivação Interna para Responder Sem Preconceito
Tomás Palma1 & João Maroco2
1Centro de Investigação e Intervenção Social/Instituto Superior de Ciências do Trabalho e da Empresa
2Unidade de Investigação em Psicologia e Saúde & Departamento de Estatística. Instituto Superior de Psicologia Aplicada.
RESUMO: Neste artigo apresentarmos o estudo de validação cruzada da versão portuguesa das escalas de motivação interna e motivação externa para responder ser preconceito numa amostra de estudantes universitários. Os resultados da análise factorial confirmatória revelam uma validade factorial razoável na amostra de validação cruzada, e valores razoáveis de fiabilidade. A adaptação das Escalas de Motivação para responder sem preconceito de Plant & Devine (1998) para a população portuguesa universitária, revela propriedades psicométricas adequadas ao seu uso na avaliação das motivações para responder sem preconceito.
Palavras-chave: Preconceito, Motivação, Validade, Fiabilidade, Escalas.
ABSTRACT: We report the cross-validation study of the Portuguese version for the internal and external motivation scales to respond without prejudice of Plant & Devine (1998). The results gathered in a convenience sample of college students revealed, after cross-validation, that the Portuguese version of the Internal and External motivation scales to respond without prejudice have appropriate factorial validity, reliability and sensibility. The adapted version is a psychometric dully validated scale to evaluate strategies to respond without prejudice in the Portuguese college student population.
]]> Keywords: Prejudice, Motivation, Validity, Reliabilty, Scales.
Mesmo com o aparente decréscimo das atitudes preconceituosas, avaliadas sobretudo através de medidas tradicionais de auto-relato (e.g., Vala, Brito, & Lopes, 1999), o interesse pela temática do preconceito não diminuiu e continua a gerar inúmeras teorias e modelos (ver Hewstone, Rubin, & Willis, 2002). Uma explicação possível para a “persistência” em respostas preconceituosas, mesmo entre aqueles que não se julgam preconceituosos, pode ser simplesmente porque responder sem preconceito é uma tarefa difícil, que obriga a controlar a informação estereotípica que se possui sobre determinados grupos sociais, que foi sendo adquirida ao longo dos anos, e que contribui para enviesar os julgamentos sobre os elementos desses grupos (Devine, 1989).
Investigação recente sugere que o sucesso no controlo do preconceito se deve em grande parte ao desenvolvimento efectivo de estratégias de regulação (e.g., Devine & Monteith, 1993). Por exemplo, Devine e colaboradores demonstraram repetidas vezes que quando as pessoas não-preconceituosas tomam consciência que a sua resposta é incongruente com os seus valores pessoais sofrem de sentimentos de culpa e de uma redução da auto-estima (e.g., Devine, Monteith, Zuwerink, & Elliot, 1991; Monteith, 1993; Monteith, Devine, & Zuwerink, 1993; para uma revisão ver Garcia-Marques, 1999). Estes sentimentos podem funcionar como uma pista para corrigir uma das respostas, contribuído assim para a diminuição do preconceito (Monteith, Ashburn-Nardo, Voils, & Czopp, 2002).
Tendo em conta a complexidade de razões que podem levar as pessoas a responder sem preconceito, bem como a fraca associação que geralmente se verifica entre medidas explicitas e implícitas (ver Blair, 2001), Plant e Devine (1998) propõem que as pessoas podem ser motivadas para controlar ou inibir a expressão do preconceito devido a razões internas (pessoais) ou/e razões externas (normativas), e que estas motivações precedem os esforços para controlar o preconceito (ver Macrae & Bodenhausen, 2000).
Plant e Devine (1998) desenvolveram e validaram duas escalas que medem o grau de Motivação Interna para Responder Sem Preconceito (EMI) e de Motivação Externa para Responder Sem Preconceito (EME) face aos Negros. Enquanto a motivação interna para responder sem preconceito se baseia em crenças não-preconceituosas de carácter interno e pessoal, a motivação externa para responder sem preconceito está relacionada com a pressão normativa para evitar reacções preconceituosas. Estes autores evidenciaram a robustez das escalas em termos de fiabilidade, de validade convergente, discriminante e de critério. Os resultados da EMI apresentam-se correlacionados com medidas tradicionais de preconceito como a Attitude Towards Blacks scale (Brigham, 1993) e a Modern Racism Scale (McConahay, 1986) – quanto maior a motivação interna menor o nível de preconceito. Pelo contrário, a correlação entre EME e as medidas tradicionais de preconceito revelou-se modesta – quanto mais elevada a motivação externa mais elevados os níveis de preconceito. A EME revelou ainda uma fraca associação com medidas de avaliação social (e.g., Interaction Anxiety Scale, Leary, 1983) e de desejabilidade social (Social Desirability Scale, Crowne & Marlowe, 1960), o que sugere que a EME se preocupa com a forma como as respostas preconceituosas são avaliadas em vez de uma preocupação geral com a avaliação social. Plant e Devine (1998) demonstraram ainda que a EMI e EME são ortogonais. Neste sentido, as pessoas podem ser motivadas para responder sem preconceito sobretudo por razões intrínsecas, por razões extrínsecas, por ambas, ou podem simplesmente não ser motivadas por nenhuma destas razões. As escalas de Motivação Interna e Motivação Externa para Responder sem Preconceito foram adaptadas para motivação para responder sem sexismo (Klonis & Devine, 200. cit. por Devine, Plant, Amodio, Harmon-Jones, & Vance, 2002), homofobia (Gailliot, Plant, Butz, & Baumeister, 2007; Lemn & Banaji, 1999, cit. por Devine et al., 2002), e preconceito face à obesidade (Buswell & Devine, 200. cit. por Devine et al., 2002). Também nestes casos a EMI e EME se revelaram independentes.
Na sociedade portuguesa actual, as questões da emigração e da marginalização de grupos sociais minoritários, tornam cada vez mais relevantes as questões associadas ao preconceito enquanto determinante da relação social e comunitária. Desta forma, neste artigo apresentamos as qualidades psicométricas das versões portuguesas da EMI e da EME e a estabilidade de um modelo alternativo proposto por nós noutra ocasião (ver Palma & Maroco, 2008).
MÉTODO
Material
]]> A tradução e adaptação das escalas foram feitas via tradução-retroversão. Foi dada especial atenção ao significado dos itens e à familiaridade dos termos utilizados, e não tanto à reprodução literal dos termos usados na versão original. Cada um dos itens foi associado a uma escala de nove pontos, ancorada em “discordo fortemente” (1) e “concordo fortemente” (9) (para detalhes sobre a tradução dos itens originais ver Palma & Maroco, 2008). Os itens foram aleatorizados e apresentados em conjunto, como se de uma única escala se tratasse.
Quadro 1
Itens da Escala de Motivação Interna para Responder Sem Preconceito
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Quadro 2
Itens da Escala de Motivação Externa para Responder Sem Preconceito
Participantes
A amostra foi constituída por 318 alunos voluntários (amostragem não probabilística) das licenciaturas em Ciências Psicológicas do Instituto Superior de Psicologia Aplicada (56.6%), e das licenciaturas em Psicologia do Instituto Superior de Ciências do Trabalho e da Empresa (17.6%), da Faculdade de Psicologia e Ciências da Educação da Universidade de Lisboa (12.9%), e do Instituto Piaget de Almada (12.9%). Oitenta e quatro porcento dos participantes eram do sexo feminino. A média de idades foi de 23.6 anos (SD = 7.44). Foram excluídos 3 participantes Negros desta amostra.
]]> CARACTERÍSTICAS PSICOMÉTRICAS
Sensibilidade
A sensibilidade dos itens foi avaliada graficamente e por recurso aos coeficientes de assimetria (Sk) e achatamento (Ku). Considerou-se que os coeficientes de assimetria superiores a 3, em valor absoluto, e os coeficientes de achatamento superiores a 1. em valor absoluto, apresentam problemas de sensibilidade e desvio significativo da normalidade (ver por exemplo, Kline, 1998).
Em relação à assimetria, os itens que constituem a escala de Motivação Interna (Quadro. 3) apresentam-se, no geral, assimétricos negativos e enviesados para pontuações elevadas. Os itens da escala de Motivação Externa (Quadro 4) apresentam-se assimétricos positivos e enviesados para pontuações baixas. Em termos de achatamento, os itens da EMI (Quadro 3) denotam uma tendência mesocúrtica, enquanto que os itens da EME (Quadro 4) mostram uma tendência leptocúrtica. Apesar disto, em ambas as escalas nenhum dos itens apresenta coeficientes de assimetria superioresa3(em valor absoluto) nem coeficientes de achatamento superiores a 10 (em valor absoluto), indicando que não existem problemas severos ao nível da sensibilidade dos itens, nem de afastamento à distribuição normal (Kline, 1998).
Quadro 3
Sensibilidade dos itens da EMI
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Quadro 4
Sensibilidade dos itens da EME
Validade factorial
]]> A validade de factorial do modelo de medida foi avaliada com uma análise factorial confirmatória usando-se, como índices de qualidade do ajustamento do modelo, as estatísticas X2/df, CFI, GFI, RMSEA ea P(rmsea≤.05). Assim, considerou-se que o ajustamento do modelo aos dados era bom para valores de CFI e GFI superiores a .9, para valores de RMSEA inferiores a .05 e X2/df entre 1 e 2 (ver por exemplo, Schumacker & Lomax, 1996). A parcimónia do modelo alternativo face ao modelo original foi avaliada pelas medidas AIC, BCC e MCVI (Arbuckle, 2006). O refinamento do modelo de medida foi efectuado com base em critérios de validade de face e dos índices de modificação calculados pelo AMOS (v.16, SPSS Inc, Chicago, IL). Apenas se alteraram/eliminaram as trajectórias e/ou erros correlacionados quando o índice de modificação era superior a 11 (p< .001) e foi possível justificar esta opção de um ponto de vista teórico.O modelo especificado apresenta uma estrutura bi-factorial simples, com os itens relativos à motivação externa colocados num factor e os itens relativos à motivação interna colocados no outro factor.
O estudo de validação cruzada do modelo alternativo foi efectuado a partir da divisão aleatória da amostra total de 318 participantes numa amostra de treino (66%, N=204) e teste (34%, N=114) A qualidade de ajustamento do modelo original na amostra de treino revelou-se medíocre (ver quadro 5). Assim, tendo em conta a análise dos índices de modificação fornecidos pelo AMOS, o peso factorial dos itens, bem como as considerações teóricas da escala avançamos uma proposta alternativa que apresenta um melhor ajustamento à nossa amostra do que o modelo original (quadro 5).
]]>Quadro 5
Qualidade de ajustamento dos modelos aos dados das duas amostras
A validação do modelo modificado na amostra de teste, revelou-se tal como anteriormente reportado (Palma & Maroco, 2008), melhor do que a do modelo original, apesar de continuar a não ser brilhante (quadro 5). A proposta do modelo refinado é então constituída por 7 itens, 4 na EME (itens 1, 3, 7 e 9), e 3 na EMI (itens 2, 4, e 5).
Fiabilidade
A fiabilidade das duas escalas foi avaliada pela medida de consistência interna do α de Cronbach.
Quadro 6
]]> Valores do α de Cronbach para o modelo original e modelo alternativo
Os valores de cx de Cronbach para as duas escalas revelaram-se razoáveis tendo em conta o número de itens e o número de participantes em cada amostra (ver Maroco & Gracia-Marques, 2006).
Cotação
As cotações da EME e da EMI são obtidas pela média aritmética simples dos itens que as constituem. No quadro 7 apresenta-se a distribuição decilica da EME e EMI quer nas suas versões originais, quer nas suas versões aferidas na amostra deste estudo.
]]>Quadro 7
Valores médios, desvios-padrões e distribuição decilica das escalas EME e EMI original e alternativa
DISCUSSÃO
As qualidades psicométricas das versões portuguesas da EMI e da EME respeitando o modelo original revelou-se, como dissemos, medíocre. Assim, tendo em conta as considerações teóricas da escala, a análise dos índices de modificação fornecidos pelo AMOS e o peso factorial dos itens, avançamos uma proposta alternativa que apresenta um melhor ajustamento à nossa amostra do que o modelo original e é constituída por 7 itens, 4 na EME e 3 na EMI. Esta nova proposta foi validada numa amostra independente. A escala refinada pode então ser usada na avaliação das motivações para responder sem preconceito em estudantes universitários. Ainda assim, a estabilidade da estrutura factorial deverá ser confirmada em outros estudos independentes.
REFERÊNCIAS
]]> Arbuckle, J. L. (2006). Amos 7.0 User’s Guide. Chicago: SPSS.Blair, I. V. (2001). Implicit Stereotypes and Prejudice. In G. Moskowitz (Ed.), Cognitive social psychology: On the tenure and future of social cognition (pp. 359-374). Mahwah, NJ: Erlbaum.
Devine, P. G. (1989). Stereotypes and prejudice: Their automatic and controlled components. Journal of Personality and Social Psychology, 56, 5-18.
Devine, P. G., Monteith, M. J., Zuwerink, J. R., & Elliot, A. J. (1991). Prejudice with and without compunction. Journal of Personality and Social Psychology, 6. 817-830.
Devine, P. G., & Monteith, M. J. (1993). The role of discrepancy associated affect in prejudice reduction. In D. M. Mackie & D. L. Hamilton (Eds.), Affect, cognition, and stereotyping: Interactive processes in intergroup perception (pp. 317–344). San Diego, CA: Academic Press.
Devine, P. G., Plant, E. A., Amodio, A. M., Harmon-Jones, E., & Vance, S. L. (2002). Exploring the relationship between implicit and explicit prejudice: The role of motivations to respond without prejudice. Journal of Personality and Social Psychology, 82, 835-848.
Kline, R. B. (1998). Principles and Practices of Structural Equation Modelling. The Guilford Press. New York.
Gailliot, M., Plant, E. A., Butz, D. A., & Baumeister, R. F. (2007). Increasing self-regulatory strength via exercise can reduce the depleting effect of suppressing stereotypes. Personality and Social Psychology Bulletin, 33, 281-294.
Garcia-Marques, L. (1999). O estudo dos estereótipos e as novas análises do racismo: Serão os efeitos dos estereótipos inevitáveis? In J. Vala (Ed.), Novos racismos: Perspectivas comparativas (pp. 121-131). Lisboa: Celta.
Hewstone, M., Rubin, M., & Willis, H. (2002). Intergroup Bias. Annual Review of Psychology, 53, 575-604.
]]> Leary, M. R. (1983). A brief version of the Fear of Negative Evaluation Scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 9, 371-375.Macrae, C.N. & Bodenhausen, G.V. (2000). Social cognition: thinking categorically about others. Annual Review of Psychology, 51, 93–120.
Maroco, J. & Garcia-Marques, T. (2006). Qual a fiabilidade do alfa de Cronbach? Questões antigas e soluções modernas? Laboratório Psicologia, 4, 65-90. [ Links ]
Monteith, M. J., Ashburn-Nardo, L., Voils, C. I., & Czopp, A. M. (2002). Putting the brakes on prejudice: On the development and operation of cues for control. Journal of Personality and Social Psychology, 83, 1029-1050.
Monteith, M. J. (1993). Self-regulation of prejudice responses: Implications for progress in prejudice reduction efforts. Journal of Personality and Social Psychology, 65, 469-485.
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Palma, T. & Maroco, J. (2008). Motivação interna e motivação externa para responder sem preconceito: Tradução, adaptação e validação das duas escalas para a população portuguesa. Laboratório de Psicologia, 6, 13-22. [ Links ]
Plant, E. A., & Devine, P. G. (1998). Internal and external motivation to respond without prejudice. Journal of Personality and Social Psychology, 75, 811–832.
Schumacker, R. E., & Lomax, R. G. (1996) A Begginer’s Guide to Structural Equation Modeling. Lawrence Erlbaum Associates, Inc. New Jersey.
Vala, J., Brito, R., & Lopes, D. (1999). Expressões dos racismos em Portugal. Lisboa: Imprensa de Ciências Sociais.
]]>ANEXO
ESCALA DE MOTIVAÇÃO INTERNA E EXTERNA
PARA RESPONDER SEM PRECONCEITO
Recebido em 20 de Março de 2009/ Aceite em 16 de Julho de 2009
Contactar para E-mail: tomas.palma@iscte.pt
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