5. Validación argentina del inventario de sexismo ambivalente

Juan Diego Vaamonde 1 y Alicia Omar 2

Consejo Nacional de Investigaciones Científicas y Técnicas
Universidad Nacional de Rosario, Argentina

Introducción

Tra­di­cio­nal­men­te, los psi­có­lo­gos socia­les han defi­ni­do el sexis­mo en tér­mi­nos de pre­jui­cio nega­ti­vo y dis­cri­mi­na­ción hacia las per­so­nas en fun­ción de su géne­ro. A pesar de la amplia acep­ta­ción de esta con­cep­ción, la mis­ma asi­mi­la el pre­jui­cio sexis­ta con aque­llas acti­tu­des peyo­ra­ti­vas y de cla­ro recha­zo hacia hom­bres o muje­res, des­co­no­cien­do las nue­vas for­mas de expre­sión más suti­les del fenó­meno (For­mi­ga & Barros da Sil­va Neta, 2009; Moya, 2004). Con­si­de­ran­do esta limi­ta­ción en el uso clá­si­co del con­cep­to sexis­mo y, tenien­do en cuen­ta los estu­dios pre­vios sobre racis­mo moderno, en 1996 Glick y Fis­ke pre­sen­ta­ron su teo­ría del sexis­mo ambi­va­len­te, pos­tu­lan­do la exis­ten­cia simul­tá­nea de acti­tu­des posi­ti­vas y nega­ti­vas diri­gi­das hacia hom­bres y muje­res. Si bien el sexis­mo se apli­ca a ambos sexos, en la actua­li­dad esta pro­ble­má­ti­ca es mayor­men­te estu­dia­da con rela­ción a las muje­res debi­do a las des­igual­da­des estruc­tu­ra­les que este gru­po enfren­ta a nivel trans­cul­tu­ral (For­bes, Adams-Cur­tis, & Whi­te, 2004; Recio, Cua­dra­do, & Ramos, 2007; Swim & Hyers, 2009).

Des­de sus ini­cios, el sexis­mo fue defi­ni­do como un cons­truc­to mul­ti­di­men­sio­nal (Glick & Fis­ke, 1996) inte­gra­do por dos com­po­nen­tes dife­ren­cia­dos, aun­que inter­re­la­cio­na­dos: el sexis­mo hos­til (SH) y el sexis­mo bené­vo­lo (SB). El SH se refie­re a las acti­tu­des nega­ti­vas y de fran­ca into­le­ran­cia hacia las muje­res, basa­das en este­reo­ti­pos sobre su supues­ta debi­li­dad e infe­rio­ri­dad. Este tipo de acti­tu­des coin­ci­de con la clá­si­ca defi­ni­ción de All­port (1954) del pre­jui­cio como anti­pa­tía. El SB alu­de al con­jun­to de acti­tu­des sexis­tas hacia las muje­res con­si­de­ra­das de for­ma este­reo­ti­pa­da y limi­ta­das a cier­tos roles (madre, espo­sa, ama de casa); acti­tu­des que, no obs­tan­te, con­lle­van un tono afec­ti­vo posi­ti­vo, sus­ci­tan­do com­por­ta­mien­tos pro­so­cia­les o de bús­que­da de inti­mi­dad. De este modo, un indi­vi­duo –hom­bre o mujer– que pun­túa alto en ambos tipos de acti­tu­des –hos­ti­les y bené­vo­las– pue­de ser carac­te­ri­za­do como sexis­ta ambi­va­len­te (Glick et al., 2000).

Para com­pren­der glo­bal­men­te este fenó­meno, Glick y Fis­ke (1996, 2001) pro­pu­sie­ron dife­ren­ciar tres sub­com­po­nen­tes tan­to del SH como del SB, a saber: el pater­na­lis­mo, la dife­ren­cia­ción de géne­ro y la hete­ro­se­xua­li­dad. Por lo que cada uno de estos domi­nios ten­dría un aspec­to hos­til y uno bené­vo­lo que ser­vi­rían para jus­ti­fi­car las con­di­cio­nes socia­les y bio­ló­gi­cas que carac­te­ri­zan las rela­cio­nes entre los géne­ros. De este modo, el SH esta­ría com­pues­to por: (1) el pater­na­lis­mo domi­nan­te (la creen­cia de que las muje­res no son per­so­nas sufi­cien­te­men­te com­pe­ten­tes y, por lo tan­to, nece­si­tan del hom­bre como figu­ra mas­cu­li­na supe­rior); (2) la dife­ren­cia­ción de géne­ro com­pe­ti­ti­va (la creen­cia de que las muje­res como gru­po son infe­rio­res, jus­ti­fi­can­do el poder estruc­tu­ral mas­cu­lino); y (3) la hos­ti­li­dad hete­ro­se­xual (com­po­nen­te que fusio­na el sexo con el poder, expre­san­do la creen­cia sobre la peli­gro­si­dad de la sexua­li­dad feme­ni­na para ganar domi­nio sobre los hom­bres). En tan­to que el SB esta­ría inte­gra­do por tres sub­fac­to­res: (1) el pater­na­lis­mo pro­tec­tor (la visión de que los hom­bres debe­rían pro­te­ger y pro­veer a las muje­res de quie­nes depen­den); (2) la dife­ren­cia­ción de géne­ro com­ple­men­ta­ria (la creen­cia de que las muje­res efec­ti­va­men­te tie­nen ras­gos posi­ti­vos pero sólo si se ajus­tan a roles de géne­ro con­ven­cio­na­les de bajo esta­tus, com­ple­men­ta­rios a los del hom­bre); y (3) la inti­mi­dad hete­ro­se­xual (la creen­cia de que las rela­cio­nes román­ti­cas hete­ro­se­xua­les son esen­cia­les para que hom­bres y muje­res alcan­cen la ver­da­de­ra feli­ci­dad; impli­ca, asi­mis­mo, que la moti­va­ción sexual del hom­bre pue­de estar aso­cia­da a un genuino deseo de inti­mi­dad psi­co­ló­gi­ca con la mujer).

Como coro­la­rio de sus pos­tu­la­cio­nes teó­ri­cas, Glick y Fis­ke desa­rro­lla­ron el Inven­ta­rio de Sexis­mo Ambi­va­len­te (Ambi­va­lent Sexism Inven­tory, ASI), posi­cio­nán­do­se como el úni­co ins­tru­men­to que explo­ra la natu­ra­le­za mul­ti­di­men­sio­nal del sexis­mo. Teó­ri­ca­men­te, el ASI debía medir las dos moda­li­da­des del sexis­mo, con sus tres face­tas refe­ri­das al pater­na­lis­mo, la dife­ren­cia­ción de géne­ro y la hete­ro­se­xua­li­dad. No obs­tan­te, el aná­li­sis fac­to­rial efec­tua­do en base a una mues­tra ini­cial de 2250 muje­res y varo­nes nor­te­ame­ri­ca­nos, demos­tró la exis­ten­cia de tres sub­fac­to­res para el SB pero no arro­jó evi­den­cia de nin­gún sub­fac­tor para el SH. Por lo que la ver­sión defi­ni­ti­va del inven­ta­rio que­dó inte­gra­da por 22 reac­ti­vos que explo­ran el SH como un fac­tor úni­co y el SB a tra­vés de tres com­po­nen­tes (pater­na­lis­mo pro­tec­tor, dife­ren­cia­ción de géne­ro com­ple­men­ta­ria, e inti­mi­dad hete­ro­se­xual). Los ítems tie­nen un for­ma­to de ora­cio­nes afir­ma­ti­vas y los suje­tos deben indi­car su gra­do de acuer­do o des­acuer­do en una esca­la tipo Likert.

El ASI posee algu­nas simi­li­tu­des y dife­ren­cias con res­pec­to a esca­las ante­rio­res para medir el sexis­mo. En este sen­ti­do, explo­ra acti­tu­des tra­di­cio­na­les sobre las rela­cio­nes de géne­ro, tal como lo hace la Esca­la de Acti­tu­des hacia las Muje­res de Spen­ce y Helm­reich (1972), mien­tras que, a dife­ren­cia de las Esca­las de Sexis­mo Moderno (Swim, Aikin, Hall, & Hun­ter, 1995) y de Neo-Sexis­mo (Tou­gas, Brown, Bea­ton, & Joly, 1995), abor­da aspec­tos vin­cu­la­dos con la diná­mi­ca de las rela­cio­nes inter­per­so­na­les. Sin embar­go, la for­ta­le­za dis­tin­ti­va del ASI radi­ca en la explo­ra­ción de una for­ma sin­gu­lar del sexis­mo, el bené­vo­lo, no con­si­de­ra­da por ins­tru­men­tos ante­rio­res.

Con el pro­pó­si­to de vali­dar trans­cul­tu­ral­men­te el ASI, Glick y sus cola­bo­ra­do­res (2000) veri­fi­ca­ron el mode­lo fac­to­rial ini­cial en 16 de los 19 paí­ses par­ti­ci­pan­tes de su estu­dio (Ale­ma­nia, Aus­tra­lia, Bél­gi­ca, Bots­wa­na, Bra­sil, Chi­le, Colom­bia, Corea del Sur, Cuba, EE.UU., Espa­ña, Ingla­te­rra, Ita­lia, Japón, Nige­ria, Paí­ses Bajos, Por­tu­gal, Sudá­fri­ca, Tur­quía). Si bien esta inves­ti­ga­ción estu­vo prác­ti­ca­men­te limi­ta­da a mues­tras de estu­dian­tes uni­ver­si­ta­rios, apor­tó evi­den­cias en el sen­ti­do que el SH y el SB son ideo­lo­gías trans­cul­tu­ra­les y que el ASI es un ins­tru­men­to váli­do para su medi­ción, con ele­va­dos coefi­cien­tes de con­fia­bi­li­dad. Com­pa­ra­cio­nes del ASI con otras esca­las de sexis­mo han mos­tra­do una ade­cua­da vali­dez con­ver­gen­te para la esca­la de SH, así como acep­ta­ble vali­dez dis­cri­mi­nan­te para la esca­la de SB (Glick & Fis­ke, 2001).

Si bien se han efec­tua­do estu­dios de vali­da­ción del ASI en Espa­ña (Expó­si­to, Moya, & Glick, 1998), Bra­sil (For­mi­ga, Gou­veia, & dos San­tos, 2002), Chi­le (Cár­de­nas, Lay, Gon­zá­lez, Cal­de­rón, & Ale­gría, 2010) y Méxi­co (Cruz Torres, Zem­poal­te­catl Alon­so & Correa Rome­ro, 2005), has­ta la fecha no se han veri­fi­ca­do las pro­pie­da­des de este ins­tru­men­to con mues­tras argen­ti­nas. De allí que el obje­ti­vo del pre­sen­te tra­ba­jo fue adap­tar, vali­dar y explo­rar las pro­pie­da­des psi­co­mé­tri­cas del ASI para su empleo en el con­tex­to argen­tino.

Método

Para efec­tuar la adap­ta­ción y vali­da­ción del ASI, se optó por el méto­do popu­la­ri­za­do por Has­sel­mann y Reichenheim (2003), quie­nes sugie­ren rea­li­zar una equi­va­len­cia con­cep­tual, semán­ti­ca, ope­ra­cio­nal y de medi­ción. La equi­va­len­cia con­cep­tual se refie­re al gra­do de equi­va­len­cia del cons­truc­to entre la cul­tu­ra don­de fue desa­rro­lla­do el ins­tru­men­to y la cul­tu­ra obje­ti­vo. En el pre­sen­te estu­dio se efec­tuó una exhaus­ti­va revi­sión biblio­grá­fi­ca sobre el tema “sexis­mo”, la que indi­có que, has­ta el momen­to, el ASI ha sido vali­da­do con más de 15.000 suje­tos en dife­ren­tes paí­ses, veri­fi­cán­do­se su equi­va­len­cia con­cep­tual a nivel trans­cul­tu­ral (Cár­de­nas et al., 2010; Glick et al., 2000). Simul­tá­nea­men­te, todos los ítems fue­ron some­ti­dos a una inten­sa revi­sión crí­ti­ca con el pro­pó­si­to de deter­mi­nar su ade­cua­ción para el gru­po obje­ti­vo.

La equi­va­len­cia semán­ti­ca con­sis­te en la tra­duc­ción del ins­tru­men­to con­ser­van­do el sig­ni­fi­ca­do entre ambos idio­mas. En este caso, la equi­va­len­cia semán­ti­ca se ana­li­zó en cua­tro eta­pas: a) el inven­ta­rio ori­gi­nal se tra­du­jo del inglés al espa­ñol (argen­tino); b) exper­tos en inglés retra­du­je­ron los ítems; c) tra­duc­to­res de inglés com­pa­ra­ron las dos for­mas del ins­tru­men­to “a cie­gas” con el pro­pó­si­to de iden­ti­fi­car el gra­do de con­cor­dan­cia entre el ítem ori­gi­nal y el ítem tra­du­ci­do; y d) toman­do en cuen­ta las apre­cia­cio­nes de los espe­cia­lis­tas, se defi­nió la tra­duc­ción final de los ítems que inte­gra­rían la ver­sión argen­ti­na de la esca­la. Tal ver­sión pro­to­tí­pi­ca fue admi­nis­tra­da a una mues­tra por dis­po­ni­bi­li­dad de la pobla­ción obje­ti­vo inte­gra­da por 102 suje­tos (58.8% varo­nes), con una edad pro­me­dio de 33.4 años (DE = 12.7). Este estu­dio pilo­to tuvo como fina­li­dad explo­rar la equi­va­len­cia ope­ra­cio­nal, refe­ri­da al aná­li­sis de la ade­cua­ción semán­ti­ca y sin­tác­ti­ca de los ítems, la cla­ri­dad de las ins­truc­cio­nes para efec­tuar la tarea y el tiem­po para com­ple­tar el inven­ta­rio. Se demos­tró que los ítems eran bien com­pren­di­dos, que las ins­truc­cio­nes esta­ban cla­ra­men­te indi­ca­das y que la esca­la Likert de 5 pun­tos ele­gi­da no gene­ra­ba difi­cul­ta­des.

La equi­va­len­cia de medi­ción bus­ca ana­li­zar las pro­pie­da­des psi­co­mé­tri­cas de un ins­tru­men­to a tra­vés del cálcu­lo de medi­das de con­fia­bi­li­dad y vali­dez. Para el pre­sen­te estu­dio, se ana­li­zó la vali­dez median­te un aná­li­sis fac­to­rial explo­ra­to­rio (AFE) y, pos­te­rior­men­te, un aná­li­sis fac­to­rial con­fir­ma­to­rio (AFC) para veri­fi­car la ade­cua­ción del mode­lo. La vali­dez con­ver­gen­te se cal­cu­ló median­te corre­la­cio­nes biva­ria­das entre las dimen­sio­nes del ASI y medi­das de neo­se­xis­mo, acti­tu­des socia­les y desea­bi­li­dad social. La vali­dez dis­cri­mi­nan­te de la dimen­sión SB fue explo­ra­da median­te aná­li­sis de corre­la­ción par­cial. Final­men­te, la con­fia­bi­li­dad del ins­tru­men­to se deter­mi­nó por medio del cómpu­to de los coefi­cien­tes alpha de Cron­bach (α).

Sujetos

La mues­tra final estu­vo inte­gra­da por 345 argen­ti­nos, radi­ca­dos en la zona cen­tro del país, de los cua­les 130 eran estu­dian­tes y 215 eran emplea­dos de orga­ni­za­cio­nes públi­cas y pri­va­das. El pro­me­dio de edad de los par­ti­ci­pan­tes fue de 28.2 años (DE = 11.3) y el 53% eran varo­nes. La anti­güe­dad media de los emplea­dos ascen­dió a 6.4 años. En cuan­to al nivel edu­ca­cio­nal, el 64.4% tenía for­ma­ción ter­cia­ria o uni­ver­si­ta­ria, en tan­to que el res­to había com­ple­ta­do sus estu­dios secun­da­rios.

Instrumentos

Los par­ti­ci­pan­tes res­pon­die­ron la ver­sión adap­ta­da del ASI, inte­gra­da por 22 ítems con for­ma­to tipo Likert de 5 pun­tos, varian­do de 1 (“muy en des­acuer­do”) a 5 (“muy de acuer­do”). La bate­ría de explo­ra­ción se com­ple­tó con una selec­ción de ins­tru­men­tos desa­rro­lla­dos para medir los siguien­tes cons­truc­tos:

Neo­se­xis­mo. Se explo­ró median­te la adap­ta­ción espa­ño­la (Moya & Expó­si­to, 2001) de la esca­la homó­ni­ma desa­rro­lla­da por Tou­gas et al. (1995). La mis­ma cons­ta de 11 ítems (ej. “Las deman­das de las muje­res por la igual­dad entre los sexos son exa­ge­ra­das”; α= .84) con un for­ma­to Likert de 5 pun­tos simi­lar al men­cio­na­do ante­rior­men­te. A mayor pun­ta­je, mayo­res acti­tu­des neo­se­xis­tas.

Acti­tu­des Socia­les. Se explo­ra­ron median­te la ver­sión vali­da­da por Omar (2005) del Inven­ta­rio de Acti­tu­des Socia­les desa­rro­lla­do por Eysenck (1996). Este ins­tru­men­to está inte­gra­do por 28 ora­cio­nes afir­ma­ti­vas pre­sen­ta­das con un for­ma­to Likert de 5 pun­tos. Mide la dimen­sión Men­ta­li­dad dura-Men­ta­li­dad tier­na a tra­vés de 18 ítems (ej. “los judíos son ciu­da­da­nos tan valio­sos como cual­quier otro gru­po”; α= .70) y la dimen­sión Con­ser­va­du­ris­mo-Radi­ca­lis­mo a tra­vés de 10 ítems (ej. “nues­tro tra­to a los cri­mi­na­les es dema­sia­do seve­ro, debe­ría­mos tra­tar de curar­los y no de cas­ti­gar­los”; α= .75). A mayor pun­ta­je en cada dimen­sión, mayor men­ta­li­dad tier­na y mayo­res acti­tu­des radi­ca­li­za­das, res­pec­ti­va­men­te.

Desea­bi­li­dad Social. Se explo­ró median­te la ver­sión vali­da­da por Omar (1988) de la esca­la de Desea­bi­li­dad Social del Cues­tio­na­rio de Per­so­na­li­dad de Eysenck (EPQ, Eysenck & Eysenck, 1975). El ins­tru­men­to cons­ta de 21 ítems de opción for­za­da (Sí/No), con α = .74. A mayor pun­ta­je, mayor desea­bi­li­dad social.

El pro­to­co­lo de reco­lec­ción de datos inclu­yó, ade­más, un apar­ta­do dise­ña­do para reca­bar infor­ma­ción acer­ca de la edad, el sexo, el nivel de esco­la­ri­dad y la reli­gión de los par­ti­ci­pan­tes. En el caso de los tra­ba­ja­do­res, se aña­dió la varia­ble anti­güe­dad labo­ral.

Procedimiento

La reco­lec­ción de los datos se efec­tuó en el seno de aque­llas orga­ni­za­cio­nes públi­cas y pri­va­das que, lue­go de cono­cer los obje­ti­vos del estu­dio, acep­ta­ron for­mar par­te de la inves­ti­ga­ción. Los par­ti­ci­pan­tes res­pon­die­ron los cues­tio­na­rios de mane­ra indi­vi­dual o en peque­ños gru­pos, en los luga­res físi­cos espe­cial­men­te des­ti­na­dos por las auto­ri­da­des orga­ni­za­cio­na­les para tal pro­pó­si­to. En todos los casos, se expli­có el pro­pó­si­to del estu­dio y la moda­li­dad de res­pues­ta, ase­gu­ran­do el ano­ni­ma­to y la con­fi­den­cia­li­dad. Para par­ti­ci­par, los suje­tos fir­ma­ron un for­mu­la­rio de con­sen­ti­mien­to infor­ma­do.

Resultados

Equi­va­len­cia semán­ti­ca del ASI

La equi­va­len­cia semán­ti­ca de la ver­sión argen­ti­na fue deter­mi­na­da en fun­ción de dos cate­go­rías de aná­li­sis. Por un lado, el sig­ni­fi­ca­do refe­ren­cial –vin­cu­la­do a la con­cor­dan­cia en tér­mi­nos de tra­duc­ción lite­ral entre el ítem ori­gi­nal y el ítem tra­du­ci­do– fue eva­lua­do sobre una esca­la visual ana­ló­gi­ca en la que la equi­va­len­cia entre pares fue juz­ga­da de 0 a 100%. En este sen­ti­do, se logró una equi­va­len­cia cer­ca­na al 100%. Por otro lado, el sig­ni­fi­ca­do gene­ral –refe­ri­do a una con­cor­dan­cia más amplia, en tér­mi­nos de arti­cu­la­ción de ideas entre el ítem ori­gi­nal y su retra­duc­ción– fue eva­lua­do por dos tra­duc­to­res en fun­ción de cua­tro nive­les de equi­va­len­cia: inal­te­ra­do, poco alte­ra­do, bas­tan­te alte­ra­do y com­ple­ta­men­te alte­ra­do. Ambos pro­fe­sio­na­les acor­da­ron en que la adap­ta­ción semán­ti­ca del ASI alcan­zó ele­va­dos nive­les de con­cor­dan­cia tra­duc­ción-retra­duc­ción. Los resul­ta­dos de este últi­mo aná­li­sis se pre­sen­tan en la Tabla 1.

Tabla 1. Niveles de equivalencia semántica entre la versión original en inglés y la versión en español del ASI (Glick & Fiske, 2001)

Nivel de equi­va­len­cia	Tra­duc­ción-retra­duc­ción (inglés-espa­ñol-inglés)
	Tra­duc­tor 1	Tra­duc­tor 2
Inal­te­ra­do	18/22 = 82%	17/22 = 77%
Poco alte­ra­do	4/22 = 18%	5/22 = 23%
Bas­tan­te alte­ra­do	0/22 = 0%	0/22 = 0%
Com­ple­ta­men­te alte­ra­do	0/22 = 0 %	0/22 = 0 %

Equi­va­len­cia de medi­ción del ASI

Los datos del ASI fue­ron some­ti­dos, en pri­mer lugar, a un aná­li­sis de com­po­nen­tes prin­ci­pa­les con rota­ción Obli­min, ya que exis­tía la hipó­te­sis de que los fac­to­res de la esca­la estu­vie­ran corre­la­cio­na­dos. Para la asig­na­ción de los ítems a cada fac­tor se uti­li­za­ron dos cri­te­rios: a) que el reac­ti­vo estu­vie­ra con­cep­tual­men­te rela­cio­na­do con el fac­tor con­si­de­ra­do, y b) que tuvie­ra un peso fac­to­rial mayor a .32 en el fac­tor corres­pon­dien­te (Tabach­nick & Fidell, 2007). El índi­ce de ade­cua­ción mues­tral de Kai­ser-Meyer-Olkin fue de .88 y el test de esfe­ri­ci­dad de Bar­lett = χ2 2621.01, gl = 231, p < .000. Tal como lo indi­có el grá­fi­co de sedi­men­ta­ción (scree plot), se extra­je­ron cua­tro fac­to­res que expli­ca­ron el 52.61% de la varian­za total. Estas dimen­sio­nes fue­ron iden­ti­fi­ca­das como sexis­mo hos­til (fac­tor 1) y los tres sub­com­po­nen­tes del sexis­mo bené­vo­lo: pater­na­lis­mo pro­tec­tor (fac­tor 2), dife­ren­cia­ción de géne­ro com­ple­men­ta­ria (fac­tor 3) e inti­mi­dad hete­ro­se­xual (fac­tor 4). Los resul­ta­dos de este aná­li­sis se pre­sen­tan en la Tabla 2.

Tabla 2. Análisis de componentes principales del ASI con rotación Oblimin

Nº y con­te­ni­do del ítem		Fac­to­res
		1	2	3	4
Sexis­mo Hos­til
2	Con el pre­tex­to de pedir “igual­dad”, muchas muje­res bus­can pri­vi­le­gios espe­cia­les, tales como con­di­cio­nes de tra­ba­jo que las favo­rez­can por sobre los hom­bres	.57
4		.57
5	Las muje­res se ofen­den muy fácil­men­te	.71
7	Las muje­res femi­nis­tas quie­ren que la mujer ten­ga más poder que el hom­bre	.69
10		.68
11	Las muje­res inten­tan ganar poder con­tro­lan­do a los hom­bres	.72
14	Las muje­res exa­ge­ran los pro­ble­mas que tie­nen en el tra­ba­jo	.72
15	Una vez que una mujer logra que un hom­bre se com­pro­me­ta con ella, por lo gene­ral inten­ta con­tro­lar­lo estre­cha­men­te	.71
16	Cuan­do las muje­res son ven­ci­das por los hom­bres en una com­pe­ti­ción jus­ta, gene­ral­men­te se que­jan de haber sido dis­cri­mi­na­das	.72
18	Para bur­lar­se de los hom­bres, muchas muje­res pri­me­ro se les insi­núan sexual­men­te y lue­go recha­zan sus avan­ces	.61
21	Las muje­res femi­nis­tas están hacien­do deman­das irra­cio­na­les a los hom­bres	.65
Sexis­mo Bené­vo­lo: Pater­na­lis­mo pro­tec­tor
3	En una catás­tro­fe, las muje­res deben ser res­ca­ta­das antes que los hom­bres		.66
9	Las muje­res deben ser que­ri­das y pro­te­gi­das por los hom­bres		.42
17	Una bue­na mujer debe­ría ser pues­ta en un pedes­tal por su hom­bre		.57
20	Los hom­bres debe­rían estar dis­pues­tos a sacri­fi­car su pro­pio bien­es­tar con el fin de pro­veer segu­ri­dad eco­nó­mi­ca a las muje­res		.32
Sexis­mo Bené­vo­lo: Dife­ren­cia­ción de géne­ro com­ple­men­ta­ria
8	Muchas muje­res se carac­te­ri­zan por una pure­za que pocos hom­bres poseen			.72
19	Las muje­res, en com­pa­ra­ción con los hom­bres, sue­len ser más sen­si­bles fren­te a cues­tio­nes mora­les			.68
22	Las muje­res, en com­pa­ra­ción con los hom­bres, sue­len tener un sen­ti­do más refi­na­do de la cul­tu­ra y el buen gus­to			.72
Sexis­mo Bené­vo­lo: Inti­mi­dad hete­ro­se­xual
1	Aun cuan­do logre muchas cosas en la vida, un hom­bre nun­ca podrá sen­tir­se ver­da­de­ra­men­te com­ple­to como per­so­na a menos que ten­ga el amor de una mujer				.83
6	Las per­so­nas no pue­den ser ver­da­de­ra­men­te feli­ces en sus vidas a menos que ten­gan pare­ja del sexo opues­to				.57
12	Todo hom­bre debe tener una mujer a quien amar				.79
13	El hom­bre está incom­ple­to sin la mujer				.79
	Por­cen­ta­je de Varian­za expli­ca­da	28.21	4.65	6.41	13.34
	Varian­za expli­ca­da total	52.61%
	Alpha de Cron­bach (α)	.88	.65	.61	.79
	Alpha de Cron­bach (α) total	.87

A con­ti­nua­ción, se cal­cu­la­ron dos AFC con el auxi­lio del soft­wa­re AMOS 7.0, par­tien­do de dos mode­los a prio­ri de la estruc­tu­ra del ASI fun­da­men­ta­dos tan­to en razo­nes teó­ri­cas como en el aná­li­sis de com­po­nen­tes prin­ci­pa­les rea­li­za­do. En cada uno de estos aná­li­sis se empleó el méto­do de esti­ma­ción de la máxi­ma vero­si­mi­li­tud, que explo­ra la capa­ci­dad del mode­lo pro­pues­to para repre­sen­tar los datos de for­ma ade­cua­da. En gene­ral los exper­tos reco­mien­dan uti­li­zar múl­ti­ples índi­ces de ajus­te (Byr­ne, 2010; Hoy­le & Pan­ter, 1995), por lo que en el pre­sen­te estu­dio se cal­cu­la­ron los siguien­tes: Chi-cua­dra­do, Chi-cua­dra­do rela­ti­vo (CMIN/DF), índi­ce de bon­dad de ajus­te (GFI) y su varian­te ajus­ta­da (AGFI), índi­ce de ajus­te com­pa­ra­ti­vo (CFI), y error de apro­xi­ma­ción de la raíz cua­dra­da media (RMSEA).

La prue­ba Chi-cua­dra­do indi­ca el ajus­te abso­lu­to del mode­lo, y por lo gene­ral se cal­cu­la jun­to con un Chi-cua­dra­do rela­ti­vo (CMIN/DF, divi­di­do por los gra­dos de liber­tad). Valo­res meno­res a 2 indi­can un buen ajus­te del mode­lo (Shu­mac­ker & Lomax, 2004). Tan­to el GFI como el AGFI son índi­ces de ajus­te que osci­lan entre 0 y 1, con­si­de­rán­do­se como ade­cua­dos aque­llos mode­los que supe­ran 0.9 (Hoy­le & Pan­ter, 1995). El CFI es un índi­ce com­pa­ra­ti­vo entre el mode­lo pro­pues­to y un mode­lo de base en el cual se asu­me que las varia­bles obser­va­das no están corre­la­cio­na­das unas con otras. Un valor CFI de 0.9 es el míni­mo reque­ri­do para acep­tar el mode­lo (Byr­ne, 2010). Por últi­mo, el RMSEA, que per­mi­te eva­luar la par­si­mo­nia del mode­lo, indi­ca un muy buen ajus­te con valo­res por deba­jo de 0.05, aun­que tam­bién son con­si­de­ra­dos ade­cua­dos aque­llos por deba­jo de 0.08 (Shu­mac­ker & Lomax, 2004).

La estruc­tu­ra del ASI se ana­li­zó median­te dos AFC. En el pri­mer aná­li­sis se puso a prue­ba una estruc­tu­ra de dos fac­to­res uni­di­men­sio­na­les (SH y SB). En el segun­do aná­li­sis, se exa­mi­nó un mode­lo bifac­to­rial: el SH como fac­tor uni­di­men­sio­nal y el SB como fac­tor de segun­do orden, inte­gra­do por tres com­po­nen­tes iden­ti­fi­ca­dos como pater­na­lis­mo pro­tec­tor, dife­ren­cia­ción de géne­ro com­ple­men­ta­ria, e inti­mi­dad hete­ro­se­xual. Tan­to el pri­mer AFC (χ2 (126) = 107.49; CMIN/DF= 0.85; GFI= 0.97; AGFI= 0.95; CFI= 1.00; RMSEA= 0.00), como el segun­do (χ2 (156) = 179.38; CMIN/DF= 1.15; GFI= 0.95; AGFI= 0.93; CFI= 0.99; RMSEA= 0.02) arro­ja­ron bue­nos índi­ces de ajus­te, corro­bo­ran­do la estruc­tu­ra mul­ti­di­men­sio­nal del sexis­mo. Estos resul­ta­dos se mues­tran en la Tabla 3.

Tabla 3. Índices de bondad de ajuste de los modelos de sexismo examinados

Mode­los	χ2	DF	CMIN/DF	GFI	AGFI	CFI	RMSEA
1. SH y SB (uni­di­men­sio­na­les)	107.49	126	0.85	0.97	0.95	1.00	0.00
2. SH y SB (segun­do orden)	179.38	156	1.15	0.95	0.93	0.99	0.02

χ2 = Chi-cuadrado; DF= grados de libertad; CMIN/DF = χ2 relativo; GFI = índice de bondad de ajuste (GFI); AGFI = variante ajustada del GFI; CFI = índice de ajuste comparativo (CFI); RMSEA = error de aproximación de la raíz cuadrada media.

Con miras a ana­li­zar la vali­dez con­ver­gen­te del ins­tru­men­to se cal­cu­ló un aná­li­sis de corre­la­ción biva­ria­da entre las dimen­sio­nes del sexis­mo (SH, SB) y los pun­ta­jes en acti­tu­des socia­les, neo­se­xis­mo y desea­bi­li­dad social, con­si­de­rán­do­se, a su vez, las pun­tua­cio­nes tota­les obte­ni­das en el ASI. En la Tabla 4 se pre­sen­tan las medias, las des­via­cio­nes típi­cas y las corre­la­cio­nes entre tales varia­bles.

Tabla 4. Índices descriptivos y coeficientes de correlación entre las puntuaciones obtenidas en el ASI (SH, SB y escala total) y el resto de las variables exploradas

Varia­bles	1	2	3	4	5	6	7
1. SH	–
2. SB	.36**	–
3. Sexis­mo Ambi­va­len­te	.85**	.80**	–
4. Neo­se­xis­mo	.64**	.32**	.59**	–
5. Con­ser­va­dor-Radi­cal	-.36**	-.29**	-.40**	-.37**	–
6. Men­ta­li­dad Dura-Tier­na	-.30**	-.11*	-.26**	-.21**	.27**	–
7. Desea­bi­li­dad social	-.18**	ns	ns	ns	ns	.26**	–
Media	3.19	3.11	3.15	2.52	3.29	2.78	3.85
Des­via­ción típi­ca	0.75	0.67	0.59	0.67	0.47	0.37	2.70

 * p < .05; ** p < .01

Como se obser­va, las dimen­sio­nes del ASI se corre­la­cio­na­ron sig­ni­fi­ca­ti­va y posi­ti­va­men­te entre sí, aun­que tales rela­cio­nes no son lo sufi­cien­te­men­te impor­tan­tes como para sos­pe­char pro­ble­mas de mul­ti­co­li­nea­li­dad. De hecho, la teo­ría del sexis­mo ambi­va­len­te anti­ci­pa esta aso­cia­ción. Asi­mis­mo, las dos face­tas del sexis­mo pre­sen­ta­ron corre­la­cio­nes sig­ni­fi­ca­ti­vas en las direc­cio­nes espe­ra­das. En este sen­ti­do, el SH se corre­la­cio­nó posi­ti­va­men­te con neo­se­xis­mo (r= .64, p < .01), y nega­ti­va­men­te con radi­ca­lis­mo (r= -.36, p < .01), men­ta­li­dad tier­na (r= -.30, p < .01) y desea­bi­li­dad social (r= -.18, p < .01). Por su par­te, el SB se aso­ció posi­ti­va­men­te con neo­se­xis­mo (r= .32, p < .01) y nega­ti­va­men­te con radi­ca­lis­mo (r= -.29, p < .01) y con men­ta­li­dad tier­na (r= -.11, p < .05). A su vez, los pun­ta­jes tota­les en el ASI se vin­cu­la­ron posi­ti­va­men­te con neo­se­xis­mo (r= .59, p < .01) y nega­ti­va­men­te con radi­ca­lis­mo (r= -.40, p < .01) y con men­ta­li­dad tier­na (r= -.26, p < .01).

Segui­da­men­te, se ana­li­zó la vali­dez dis­cri­mi­nan­te del ins­tru­men­to median­te el cálcu­lo de un aná­li­sis de corre­la­ción par­cial, por coin­ci­dir con Glick y Fis­ke (2001) en el sen­ti­do que, una vez con­tro­la­da su rela­ción con SH, la esca­la SB mos­tra­ría vali­dez dis­cri­mi­nan­te con res­pec­to a otras medi­das de sexis­mo. La corre­la­ción par­cial cal­cu­la­da apo­yó el plan­teo de los auto­res, ya que al con­tro­lar la influen­cia del SH, la rela­ción del SB con neo­se­xis­mo se redu­jo drás­ti­ca­men­te (r= .12, p = .02).

Por últi­mo, la con­fia­bi­li­dad fue eva­lua­da a tra­vés del cálcu­lo de coefi­cien­tes alpha de Cron­bach (Tabla 2). Se obtu­vie­ron ade­cua­dos valo­res de con­sis­ten­cia inter­na para todas las dimen­sio­nes del sexis­mo y un coefi­cien­te de .87 para la esca­la total.

Discusión

El pre­sen­te tra­ba­jo tuvo como pro­pó­si­to adap­tar, vali­dar y explo­rar las pro­pie­da­des psi­co­mé­tri­cas del ASI para su empleo con suje­tos argen­ti­nos. Los resul­ta­dos obte­ni­dos indi­can que el inven­ta­rio posee ade­cua­das pro­pie­da­des psi­co­mé­tri­cas (con­sis­ten­cia inter­na y vali­dez fac­to­rial), cons­ti­tu­yén­do­se en un buen ins­tru­men­to para medir el sexis­mo ambi­va­len­te en el con­tex­to argen­tino.

El aná­li­sis de com­po­nen­tes prin­ci­pa­les efec­tua­do arro­jó una estruc­tu­ra de cua­tro fac­to­res, que expli­có el 52.6% de la varian­za total. En la mis­ma, el SH se pre­sen­tó como un fac­tor uni­di­men­sio­nal y el SB como un fac­tor de orden supe­rior, con tres sub­di­men­sio­nes: pater­na­lis­mo pro­tec­tor, dife­ren­cia­ción de géne­ro com­ple­men­ta­ria, e inti­mi­dad hete­ro­se­xual. Tal estruc­tu­ra fac­to­rial coin­ci­de con vali­da­cio­nes del ASI rea­li­za­das en otras cul­tu­ras (Cár­de­nas et al., 2010; Cruz Torres et al., 2005; Glick & Fis­ke, 1996; Glick et al., 2000). Si bien el SH sur­ge como una varia­ble uni­di­men­sio­nal, los pro­pios auto­res (Glick & Fis­ke, 2001) afir­man que los aspec­tos vin­cu­la­dos con los sub­do­mi­nios hipo­te­ti­za­dos para este tipo de sexis­mo se encuen­tran inte­gra­dos en la esca­la, des­de el momen­to que el pater­na­lis­mo domi­nan­te se refle­ja en el anti­fe­mi­nis­mo y en la noción gene­ral de que las muje­res bus­can poder sobre los hom­bres; la dife­ren­cia­ción de géne­ro com­pe­ti­ti­va se obser­va en la idea de que las muje­res no pue­den sos­te­ner una ver­da­de­ra com­pe­ten­cia con los hom­bres, desean favo­res espe­cia­les, y se que­jan de dis­cri­mi­na­ción cuan­do pier­den en una com­pe­ti­ción jus­ta; y la hos­ti­li­dad hete­ro­se­xual se encuen­tra en la carac­te­ri­za­ción de muchas muje­res como “simu­la­do­ras sexua­les” y en la creen­cia de que ellas bus­can con­tro­lar a los hom­bres en las rela­cio­nes román­ti­cas hete­ro­se­xua­les.

La vali­dez de cons­truc­to tam­bién fue exa­mi­na­da median­te un aná­li­sis fac­to­rial con­fir­ma­to­rio. Los resul­ta­dos indi­ca­ron bue­nos índi­ces de ajus­te tan­to para el mode­lo de dos fac­to­res uni­di­men­sio­na­les (SH y SB) como para el que inclu­ye el SB como un fac­tor de segun­do orden. Los índi­ces corres­pon­dien­tes a este últi­mo mode­lo apor­tan evi­den­cia en favor de los estu­dios ini­cia­les de Glick y Fis­ke (1996), quie­nes obtu­vie­ron una estruc­tu­ra fac­to­rial de igua­les carac­te­rís­ti­cas. El ajus­te ade­cua­do de ambos mode­los demues­tra la impor­tan­cia de con­ce­bir el sexis­mo como un cons­truc­to mul­ti­di­men­sio­nal. En cuan­to a la con­fia­bi­li­dad del ins­tru­men­to, se obtu­vie­ron bue­nos índi­ces de con­sis­ten­cia inter­na tan­to para la esca­la total (α = .87) como para cada subes­ca­la (SH, α = .88 y SB, α = .82).

En línea con lo ante­rior, los aná­li­sis de corre­la­cio­nes evi­den­cia­ron vali­dez con­ver­gen­te para el SH y vali­dez dis­cri­mi­nan­te para el SB. En este sen­ti­do, se regis­tró una ele­va­da corre­la­ción entre el SH y las acti­tu­des neo­se­xis­tas, al tiem­po que el SB, una vez con­tro­la­do el SH, mos­tró una aso­cia­ción muy débil con estas acti­tu­des. Simi­la­res resul­ta­dos fue­ron infor­ma­dos por otros auto­res (Expó­si­to et al., 1998; Glick & Fis­ke, 2001; Glick et al, 2000), indi­can­do que el SB cons­ti­tu­ye una for­ma dis­tin­ti­va de sexis­mo, no explo­ra­da ante­rior­men­te por otros ins­tru­men­tos de medi­ción. A su vez, de acuer­do con Glick y Fis­ke, corre­la­cio­nes posi­ti­vas entre SH y SB, como las obte­ni­das en el pre­sen­te estu­dio, sugie­ren que tales pre­jui­cios fun­cio­nan a nivel cul­tu­ral como ideo­lo­gías com­ple­men­ta­rias, pro­ve­yen­do un sis­te­ma de recom­pen­sas y cas­ti­gos que jus­ti­fi­ca y man­tie­ne la inequi­dad de géne­ro. Por otra par­te, las face­tas del sexis­mo se vin­cu­la­ron nega­ti­va­men­te con men­ta­li­dad tier­na y con radi­ca­lis­mo, indi­can­do que aque­llas per­so­nas con ten­den­cias con­ser­va­do­ras y con “men­ta­li­dad dura” –usual­men­te carac­te­ri­za­das como egoís­tas, hos­ti­les, des­con­fia­das y pre­jui­cio­sas– exhi­bi­rían mayo­res acti­tu­des sexis­tas hacia la mujer.

Como todo tra­ba­jo empí­ri­co, el pre­sen­te se carac­te­ri­za por algu­nas for­ta­le­zas y debi­li­da­des. Entre las limi­ta­cio­nes hay que remar­car la com­po­si­ción de la mues­tra en estu­dio, ya que su selec­ción por dis­po­ni­bi­li­dad impe­di­ría la gene­ra­li­za­ción de los resul­ta­dos a toda la pobla­ción de adul­tos argen­ti­nos. Con el pro­pó­si­to de mini­mi­zar este incon­ve­nien­te, se han inclui­do en la mues­tra tan­to tra­ba­ja­do­res como estu­dian­tes, lo cual dis­tin­gue el pre­sen­te tra­ba­jo de estu­dios pre­vios, eje­cu­ta­dos casi exclu­si­va­men­te con mues­tras de estu­dian­tes. Otra debi­li­dad del estu­dio podría estar vin­cu­la­da al carác­ter auto­des­crip­ti­vo de los ins­tru­men­tos emplea­dos para la reco­lec­ción de los datos, aspec­to que podría haber gene­ra­do algu­nos ses­gos deri­va­dos de la varian­za del méto­do común. Entre las for­ta­le­zas, no se pue­de dejar de seña­lar el empleo del ACF como com­ple­men­to del aná­li­sis explo­ra­to­rio para deter­mi­nar la vali­dez del ins­tru­men­to. Pro­ce­di­mien­to que ha per­mi­ti­do con­fir­mar que el SH y el SB son cons­truc­tos teó­ri­ca­men­te cohe­ren­tes y aptos para ope­ra­cio­na­li­zar el sexis­mo ambi­va­len­te. Por lo que, a par­tir de los aná­li­sis rea­li­za­dos, se pue­de con­cluir dicien­do que aun­que la teo­ría del sexis­mo ambi­va­len­te ha sido desa­rro­lla­da en un con­tex­to socio­po­lí­ti­co y eco­nó­mi­co dis­tin­to al argen­tino, es apli­ca­ble trans­cul­tu­ral­men­te, y que las pro­pie­da­des psi­co­mé­tri­cas de la ver­sión adap­ta­da del ASI lo trans­for­man en un ins­tru­men­to idó­neo para medir el sexis­mo a nivel local.

Referencias

Notas