ORIGINAL

Validación argentina de la Escala de Orientación a la Dominancia Social

Argentinian validation of the Social Dominance Orientation Scale

Edgardo Etchezahar^a,*, Vicente Prado-Gascó^b, Luis Jaume^c y Silvina Brussino^d

^a Universidad de Buenos Aires, Buenos Aires-Argentina
^b Universidad de Valencia, Valencia-España
^c Universidad de Buenos Aires, Buenos Aires-Argentina
^d Universidad Nacional de Córdoba, Córdoba-Argentina

^* Autor para correspondencia. ]]> Correo electrónico: edgardoetchezahar@psi.uba.ar (E. Etchezahar).

Recibido el 20 de enero de 2013; aceptado el 3 de marzo de 2014

Resumen

La teoría de la dominancia social expresa el deseo de los individuos por establecer y mantener jerarquías sociales a través de la subordinación de ciertos grupos a otros. Para evaluar las diferencias individuales en este constructo, los autores elaboraron la Escala de Orientación a la Dominancia Social, cuya formulación original presentaba una estructura factorial unidimensional. Sin embargo, trabajos posteriores han señalado la presencia de una estructura bifactorial para el estudio del constructo, compuesta por la oposición a la igualdad y la dominancia grupal. El presente trabajo tuvo como objetivo principal la adaptación y validación de la Escala de Orientación a la Dominancia Social, poniendo a prueba su dimensionalidad y analizando las diferencias según el género de los participantes. Para tal fin se trabajó con una muestra no probabilística, de tipo intencional, compuesta por estudiantes universitarios de Buenos Aires (N = 1.201), de diferente sexo y edad. Los resultados indicaron un mejor ajuste de los datos al modelo de 2 dimensiones correlacionadas, cuyos niveles de fiabilidad resultaron adecuados (,74 < α < ,85), presentando evidencia de validez convergente con el autoritarismo del ala de derechas y con el género de los participantes.

Palabras clave: Dominancia social; Dominancia grupal; Oposición a la igualdad; SDO; RWA.

Abstract

The Social Dominance Theory explains individuals' desire to establish and maintain social hierarchies by subordination of certain groups upon others. The Social Dominance Orientation Scale was constructed so as to evaluate individual differences in this construct. Originally, the first version of the scales had a unidimensional structure; however, subsequent research studies have reported the existence of a two-factor structure: Opposition to Equality and Dominance group. The main objective of this paper is that of adapting and validating the Social Dominance Orientation Scale, in order to analyze its dimensionality and thus verifydifferences in accordance with the gender of participants. To this end, we collected a non-probabilistic sample of college students from Buenos Aires (N = 1201), with different gender and age. According to the results, the two correlated factor model fit to databetter than the unidimensional approach did, and presents adequate levels of reliability (.74 < α < .85). Besides, we provide of convergent validity with right-wing authoritarianism and with the gender of participants.

Key words: Social Dominance; Group Dominance; Opposition to Equality; SDO; RWA.

Brewer (2001) plantea que en toda sociedad los individuos tienden a organizarse en grupos en función de un conjunto de valores, creencias o características compartidas, que permiten determinar los límites entre el endogrupo (grupo de pertenencia) y los exogrupos (otros grupos sociales). Esta distinción favorece una dualidad o asimetría comporta-mental dependiendo de la pertenencia grupal de los individuos (Ferguson y Dyck, 2012). Por ejemplo, al interactuar con miembros del endogrupo, es más probable que se produzcan comportamientos de tipo prosocial (Bénabou y Tiro-le, 2006), mientras que los comportamientos agresivos o de rechazo son más frecuentes cuando se trata de miembros del exogrupo (Ferguson y Dyck, 2012).

Dicha asimetría comportamental puede observarse tanto en el ámbito macrosocial (por ejemplo, guerras, conflictos nacionales e internacionales) como microsocial (por ejemplo, violencia de género, bullying). Asimismo, este fenómeno se sostiene en los sistemas de jerarquías sociales que a su vez posibilita (Sidanius y Pratto, 1999, 2004). De esta manera, ciertos grupos se constituyen como hegemónicos o superiores a otros, lo cual se refleja en un mayor poder político, mayor influencia y estatus social, y mayor acceso a recursos como vivienda, educación o salud (Pratto, Sidanius, Stallworth y Malle, 1994).

La teoría de la dominancia social propone analizar las jerarquías sociales a partir de una estructura trimórfica compuesta por la edad, el género y un conjunto de relaciones intergrupales arbitrarias (Pratto, Sidanius y Levin, 2006; Sidanius y Pratto, 1999, 2004; Sidanius, Pratto, Van Laar y Levin, 2004). Estas últimas se refieren a la construcción de jerarquías sociales a partir de cualquier elemento que permita caracterizar y diferenciar a los grupos como la raza, la etnia, la cultura, la religión, la nacionalidad, la orientación política y la clase social (Pratto et al., 1994; Pratto, Stallworth y Sidanius, 1997; Sidanius, Levin, Liu y Pratto, 2000; Sidanius, Pratto y Brief, 1995; Sidanius y Pratto, 1999; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007).

Respecto de la edad y el género, diversos estudios transculturales muestran cómo los adultos presentan mayor la dominancia social respecto a jóvenes y niños, mientras que los hombres presentan mayores índices de dominancia que las mujeres con independencia del contexto cultural (Sidanius et al., 2004). Esta evidencia llevó a la formulación de las hipótesis de invarianza de género y edad (Cárdenas, Mesa, Lagues y Yañez, 2010; Jost y Thompson, 2000; Pratto et al., 1997; Pratto, Liu, Levin, Sinanius, Shih, Bachrach, et al., 2000; Sidanius y Pratto, 1999, 2004; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007).

Asimismo, la teoría de la dominancia social postula que las estructuras que sostienen la desigualdad social tienden a reforzarse a través de un mecanismo psicológico llamado Orientación a la Dominancia Social (SDO), susceptible de ser estudiado en el ámbito individual (Pratto et al., 1994). Este mecanismo se explica a partir del deseo por establecer y mantener las jerarquías sociales y la subordinación de ciertos grupos percibidos como inferiores frente a aquellos que son considerados superiores (Pratto et al., 1994; Sidanius y Pratto, 1999; Sidanius et al., 2004).

En este sentido, gran parte de la investigación sobre la temática (Pratto et al., 1997; Pratto et al., 2000; Sidanius et al., 1995; Sidanius et al., 2000; Sidanius y Pratto, 1999) se ha focalizado en el estudio de la predisposición individual hacia las relaciones intergrupales jerárquicas y no igualitarias, es decir, el grado en el que un individuo apoya un sistema grupal jerárquico.

Para poder evaluar empíricamente el constructo SDO, Pratto et al., (1994) construyeron la SDO, que originalmente estuvo compuesta por 14 ítems agrupados en una única dimensión, que mostró una fiabilidad promedio de ,83 en 13 muestras diferentes. En un segundo estudio, los autores añadieron nuevos ítems hasta obtener una versión definitiva de 16 ítems (con una fiabilidad de ,91), siendo la más utilizada en la actualidad.

A partir de la construcción definitiva de la escala, se demostró que la SDO es un fuerte predictor del prejuicio en sus múltiples formas: prejuicio étnico (Bates y Heaven, 2001; Duriez y Van Hiel, 2002), racismo clásico (Sidanius, Pratto y Bobo, 1996) y el sexismo (Pratto et al., 1994; Sidanius y Pratto, 1999, 2004; Sidanius et al., 2004). Asimismo, este constructo se encuentra asociado al conservadurismo político, el nacionalismo, el patriotismo (Pratto et al., 1997), los valores, el autoposicionamiento ideológico-político (Brussino, Rabbia, Imhoff y Paz García, 2011; Sibley, Osborne y Duckitt, 2012; Zubieta, Delfino y Fernández, 2007), las políticas económicas conservadoras (Pratto et al., 1994), la oposición a políticas medioambientales, los derechos civiles y el estado de bienestar (Sidanius et al., 2004).

En las últimas décadas, uno de los constructos con el que se ha estudiado sistemáticamente la SDO ha sido el autoritarismo del ala de derechas (RWA), definido como la covariación de 3 conglomerados actitudinales: sumisión autoritaria, agresión autoritaria y convencionalismo (Altemeyer, 1998; Duckitt, 2006). La necesidad de estudiar ambos constructos de manera conjunta se debe a que cada uno de ellos remite a una dinámica específica de las relaciones intergrupales (Duckitt, 2001, 2006). Mientras que el RWA se focaliza en el grado de adhesión endogrupal (por ejemplo, normas internas, lideres), la SDO especifica la diferenciación con exogrupos (Duckitt, 2006; Zakrisson, 2005).

Desde la aparición de la escala SDO en 1994, se han desarrollado adaptaciones y validaciones en diferentes contextos culturales (Sidanius et al., 2004; Zhang y Yuan, 2006). En el mundo hispanoparlante, se realizaron 2 adaptaciones, una en el contexto chileno (Cárdenas et al., 2010) y otra en el contexto español (Silván-Ferrero y Bustillos, 2007). Esta proliferación en el uso de la escala ha llevado a que uno de los aspectos más debatidos dentro del área de estudio sea su dimensionalidad. En este sentido, si bien sus creadores sostienen su carácter unidimensional (Pratto et al., 1994; Sidanius y Pratto, 1999; Sidanius et al., 2004), investigaciones posteriores (Cárdenas et al., 2010; Jost y Thompson, 2000; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007) proponen una estructura bifactorial, compuesta por 2 dimensiones definidas como oposición a la igualdad (OI) y dominancia grupal (DG). Jost, Banaji y Nosek (2004) indican que si bien ambas dimensiones en su conjunto componen la SDO, el factor DG remite a una forma de justificación intergrupal, mientras que el factor OI refiere a una forma de justificación del sistema.

El objetivo principal de este trabajo es validar la SDO en 2 muestras de estudiantes universitarios de la ciudad de Buenos Aires.

Participantes

La selección de la muestra fue de tipo intencional, compuesta por estudiantes universitarios de Buenos Aires (N = 1.201), quienes fueron divididos en 2 submuestras (tabla 1) con el objetivo de analizar la estabilidad de los indicadores psicométricos. Del total de la muestra, el 6,82% (n = 82) se autoposicionó como perteneciente a la clase social media-baja, el 81,68% (n = 981) a la clase media y el 11,49% (n = 138) a la clase media-alta.

Instrumentos

Los datos fueron recolectados mediante un instrumento autoadministrable, compuesto por las siguientes escalas:

Orientación a la Dominancia Social

Para llevar a cabo la adaptación de la escala SDO se analizaron un total de 20 ítems, de los cuales 16 formaban parte de la versión original (Pratto et al., 1994) y 4 pertenecían a la versión de Jost y Thompson (2000) y a la de Silván-Ferrero y Bustillos (2007). Algunos de los ítems que conforman la escala son: "Para salir adelante en la vida, algunas veces es necesario pasar por encima de otros grupos de personas" y "Los grupos superiores deberían dominar a los grupos inferiores".

El formato de respuesta es de tipo Likert con 5 anclajes de respuesta en función del grado de acuerdo de los participantes con las diferentes afirmaciones, siendo 1 = "Totalmente en desacuerdo" y 5 = "Totalmente de acuerdo". Puntuaciones mayores indican mayores niveles de Orientación a la Dominancia Social. Los niveles de fiabilidad resultaron adecuados para la escala total (α = ,85) como para las dimensiones que la componen: OI (α = ,83) y DG (a= ,74).

Escala de autoritarismo del ala de derechas

Variables sociodemográficas

Se desarrolló un cuestionario ad hoc para recabar este tipo de información; entre las variables consideradas se encontraban: sexo, edad y clase social autopercibida.

Procedimiento

Para la adaptación de la escala SDO al contexto argentino se siguieron los estándares metodológicos internacionales recomendados por la International Test Commission para una adaptación correcta de un instrumento de un contexto idiomático a otro (Hambleton, 1994, 1996, 2005; Muñiz, Elosua y Hambleton, 2013). Dos lingüistas realizaron una retrotraducción de los ítems que se analizaron (inglés-español-inglés). Posteriormente, se aplicó el instrumento a una muestra piloto de 113 estudiantes universitarios de entre 18 y 43 años (M = 23,2; desviación estándar = 3,41) de los cuales 63 eran mujeres (55,75%), con el objetivo de comprobar los giros idiomáticos. Finalmente, se procedió a la administración del instrumento a la M1 (n = 657) para explorar la dimensionalidad de la escala, para luego confirmar los modelos propuestos en la M2 (n = 544).

Los estudiantes universitarios que formaron parte de esta investigación participaron de manera voluntaria y anónima luego de brindar su consentimiento. Asimismo, se les informó de que los datos revelados serían utilizados con fines exclusivamente académico-científicos, bajo la Ley Nacional 25.326 de protección de datos personales.

Análisis de datos

El análisis estadístico de los datos se realizó por medio de los paquetes estadísticos SPSS (versión 20) y EQS (versión 6.1.). Asimismo, para analizar el acuerdo interjueces se recurrió al programa DELTA (versión 4.1). En primer lugar, con la M1 (n = 657), se calcularon los estadísticos descriptivos más importantes para cada ítem; seguidamente, se procedió al estudio de la fiabilidad y validez de la escala a través del análisis exploratorio. Con posterioridad, con la M2 (n = 544), se realizaron análisis confirmatorios. Seguidamente, con el total de la muestra (N = 1.201) se analizaron las relaciones de las dimensiones de SDO y el RWA y las diferencias según el género a través de comparaciones de medias.

Resultados

Análisis de las propiedades de los ítems de la Escala de Orientación a la Dominancia Social

En general, todos los ítems parecen contribuir de manera adecuada al conjunto de la escala, es decir, presentan una correlación relativamente alta con el total de la escala, y su fiabilidad total (α = ,85) no mejora al eliminar ninguno de ellos.

Análisis de fiabilidad

La consistencia interna del nuevo instrumento de 10 ítems fue examinada mediante el índice alfa de Cronbach, sin embargo, este no tiene en cuenta la influencia sobre la fiabilidad del resto de constructos, por lo que se calculó el coeficiente de fiabilidad compuesta y la varianza media extraída (AVE) (Fornell y Larcker, 1981). El valor mínimo que se considera adecuado para coeficiente de fiabilidad compuesta es ,70 (Nunnally, 1978), y para los valores del AVE se recomienda que sean > ,40 (Aldás, 2000).

Los valores hallados presentan, en general, una adecuada consistencia interna para la escala, similar a la versión original del instrumento (Pratto et al., 1994), así como a las adaptaciones en países hispanoparlantes, tanto en España (α = ,85; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007), como en Chile (α = ,86; Cárdenas et al., 2010). Así, se observa un alfa de Cronbach de ,85 para la escala en su conjunto (N = 1.201), mientras que para cada una de las dimensiones se observa α = ,83 para OI y α = ,74 para DG.

En lo que respecta al coeficiente de fiabilidad compuesta y al AVE en las 2 submuestras, las 2 dimensiones resultaron adecuadas. En la tabla 3 se presenta una síntesis de los principales indicadores.

Análisis de validez

Tras estudiar la fiabilidad de la escala se procedió a analizar su validez, para lo cual se analizó la validez de contenido, la de constructo y la externa (Carretero-Dios y Pérez, 2007).

La validez de contenido fue estudiada a partir de las respuestas dadas por 2 expertos. Para el cálculo del acuerdo interjueces, se recurrió a 2 estadísticos: el índice Kappa (Kappa = ,82 - ,93; p < ,001; 95%) y el índice Delta de Cohen (Δ = ,55 - ,62; p < ,001; 95%). Los valores obtenidos sugieren un elevado acuerdo interjueces (Landis y Koch, 1977; Martín y Femia, 2004, 2005, 2008), quienes categorizaron adecuadamente los ítems en su dimensión de pertenencia teórica.

Validez de constructo

Con el objetivo de estudiar la validez interna en primer lugar, se sometió la escala a un análisis factorial exploratorio con la muestra 1 (n = 658) utilizando como método de extracción el de componentes principales y rotación Varimax; este análisis fue posible dado que se obtuvieron resultados adecuados en la prueba Keiser Mayer Olkin (,865) y de esfericidad de Barttlet (p < ,001). El gráfico de sedimentación indicó la presencia de 5 factores, de los cuales 2 eran plausibles de ser interpretados, dado que poseían autovalores > 1 (Cattel, 1966). Los 2 factores agruparon un total de 10 ítems (tabla 2), 5 por cada dimensión, dejando fuera del análisis 10 ítems. Los 10 ítems eliminados conformaron 3 dimensiones, indicando bajos niveles en la correlación ítem-total (r < ,30) con las 2 dimensiones plausibles de ser interpretadas.

Los resultados obtenidos replican la estructura factorial propuesta por Jost y Thompson (2000; ver también Cárdenas et al., 2010; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007), puesto que los ítems se agruparon en 2 factores que explicaron entre el 55,30 y el 60,23%. A continuación se muestra una tabla resumen con los resultados de la varianza explicada en las 2 muestras con las que se trabajó (tabla 4).

Posteriormente, con el objetivo de aumentar la robustez en los resultados, asegurando la validez interna del instrumento con independencia de los sujetos considerados (Satorra, 2002), se realizaron 2 análisis factoriales confirmatorios, con la M2 (n = 544) y con la muestra total (N = 1.201), considerando el modelo unidimensional (Pratto et al., 1994; Sidanius y Pratto, 1999; Sidanius et al., 2004) y las 2 dimensiones propuestas por Jost y Thompson (2000; ver también Cárdenas et al., 2010; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007), de tal forma que la OI se encontraba formada por los ítems 5, 8, 10, 13 y 15, mientras que la DG recogía los ítems 6, 9, 11, 12 y 16.

Finalmente, se contrastaron dichas estructuras a través de un análisis factorial confirmatorio multigrupo. Para tal fin, se calculó el índice de Mardia (47,229) con la finalidad de determinar el método de estimación según el criterio de Bollen (1989), el cual establece que indicadores menores que la formula p(p+2), donde p son las variables observadas, permite dar cuenta de normalidad multivariada. De acuerdo con los resultados obtenidos, se utilizó la corrección robusta de Satorra-Bentler (S-B X²; Bentler, 1995), para controlar la posible incidencia de la no normalidad multivariante de los datos. Con base en la significatividad del estadístico Chi-cuadrado (p < ,01) en todos los casos, no podemos asegurar un ajuste adecuado del modelo.

No obstante, dado que este estadístico es susceptible al tamaño de la muestra, se procedió a analizar otros indicadores como el ratio entre el S-B X² y sus grados de libertad, siendo aceptables valores entre 1 y 3 (Chau, 1997). Además, se comparó el Normed Fit Index, el índice de ajuste comparativo y el Bollen's Incremental Fit Index (Δ₂), siendo indicadores de un buen ajuste los valores > ,95 (Hu y Bentler, 1999). Por último, se informa el Root Mean-Square Error of Approximation, pudiéndose aceptar como indicador de un ajuste adecuado puntuaciones < ,06 (Browne y Cudeck, 1993). En la tabla 5 se presenta un resumen con estos indicadores, que sugieren un mejor ajuste de los datos al modelo de 2 factores.

Seguidamente se compararon los resultados obtenidos en la adaptación argentina con los obtenidos en las versiones chilena y española de la escala tal como aparece en la tabla 6 (Cárdenas et al., 2010; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007).

Validez externa

La validez externa de la escala se estudió a partir del análisis de la validez convergente y discriminante de la misma.

En los 2 estudios realizados, la validez convergente parece adecuada, ya que los ítems están significativa y fuertemente correlacionados con las variables latentes que se suponía que medían, y en todos los casos los valores de t son > 3,291 (Vila, Küster y Aldás, 2000) y las cargas de cada factor promedio son > ,70 (Hair, Black, Babin, Anderson y Tatham, 2006), las cuales no mejoran al incluir nuevas cargas.

En lo referente a la validez discriminante, se aplicó el test de la varianza extraída (Fornell y Larcker, 1981; Netemeyer, Johnston y Burton, 1990). Para poder determinar la validez discriminante es necesario que la raíz cuadrada del AVE sea superior a la correlación entre los factores o dimensiones consideradas (Fornell y Larcker, 1981; Netemeyer et al., 1990; Vila et al., 2000). En la tabla 7 se calcularon las correlaciones de las diferentes dimensiones, así como la raíz cuadrada del AVE. En general, los resultados sugieren evidencia de validez discriminante.

Continuando con el proceso de validación y con el objetivo de aumentar las evidencias sobre la validez de la escala, se estudiaron las relaciones que el constructo guarda con el RWA, variable que, de acuerdo con los antecedentes, se asocia a la SDO. En la tabla 8 se informa de los resultados de las correlaciones con base en la muestra total (N = 1.201) y se comparan con los resultados obtenidos en las 2 adaptaciones de la escala SDO en países de habla hispana (Silván-Ferrero y Bustillos, 2007; Cárdenas et al., 2010).

Se observan correlaciones positivas, moderadas y significativas (p < ,01) entre RWA, SDO y sus subdimensiones en la muestra argentina. Asimismo, las correlaciones son similares a las señaladas en el resto de estudios.

El último aspecto analizado en la presente investigación fueron las diferencias según el género de los participantes. Para ello, se realizó una comparación de medias a través del estadístico t en función del género, para el total de la escala SDO y sus 2 dimensiones. Se observaron diferencias estadísticamente significativas en la escala SDO total [t (1.161) = 12.171; p < ,01; d de Cohen = ,71], siendo los hombres (M = 3,71; DE = 1,17) quienes obtuvieron mayores puntajes en comparación con las mujeres (M = 2,96; DE = ,91). Asimismo, se observaron diferencias en la dimensión DG [t (1.159) = 11.752; p < ,01; d de Cohen = ,69], y al igual que con la escala total, los hombres (M = 3,86; DE = 1,23) obtuvieron mayores puntajes en comparación con las mujeres (M = 3,03; DE = 1,17).

Discusión

Con base en los resultados obtenidos, es posible afirmar que la adaptación de la escala SDO presenta adecuadas propiedades métricas aportando evidencia de validez y fiabilidad. Tal como se mostró en la tabla 2, los 10 ítems que componen la versión definitiva de la escala incluyen indica-dores tanto de la versión original (Pratto et al., 1994), como también de la versión modificada de Jost y Thompson (2000). Los ítems restantes que fueron analizados se des cartaron debido a que presentaron una baja correlación ítem-factor (r < ,30) y saturaciones cruzadas entre factores (Hair et al., 2006).

Estos resultados son similares a los observados en otros estudios que evaluaron la escala de SDO en contextos de habla hispana (Cárdenas et al., 2010; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007), tanto en su dimensionalidad (tabla 6), como en lo referido a su validez, criterio evaluado mediante sus relaciones con el RWA (tabla 8). Además, al igual que lo indicado en trabajos previos realizados en diferentes contextos culturales, se corroboró la hipótesis de diferencias de género (Cárdenas et al., 2010; Jost y Thompson, 2000; Sidanius y Pratto, 1999; Sidanius, Pratto y Bobo, 1994; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007), esto es, los hombres presentaron puntuaciones significativa-mente más altas que las mujeres en la escala SDO.

Finalmente, consideramos de fundamental importancia que los futuros trabajos que indaguen este constructo consideren los 2 siguientes aspectos: por un lado, es necesario continuar evaluando la escala SDO con muestras que incluyan sujetos de otros estamentos sociales, puesto que este trabajo, al igual que los realizados previamente en habla hispana (Cárdenas et al., 2010; Silván-Ferrero y Bustillos, 2007), analiza una población relativamente homogénea.

Por otra parte, se recomienda que futuros estudios indaguen el posible efecto de los ítems invertidos en la dimensionalidad de la escala (Xin y Chi, 2010). Una de las propuestas posibles para evaluar dicho efecto es utilizar únicamente los ítems redactados de forma directa y reescribir aquellos invertidos, con la finalidad de construir una escala SDO cuyos ítems tengan una única dirección. Sin embargo, de acuerdo con Xin y Chi (2010), es necesario tener en cuenta que esta propuesta puede dar lugar a la pérdida de control sobre el sesgo de aquiescencia.

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