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En el marco de los estudios sobre relaciones intergrupales, una de las teorías más relevantes es la del contacto intergrupal cuyo supuesto central es que la interacción entre miembros de diferentes grupos mejora las actitudes intergrupales y reduce los conflictos entre grupos (Allport, 1954). No obstante, para que eso suceda las interacciones intergrupales deben darse en ciertas condiciones: estatus semejante entre los grupos en una situación determinada, metas comunes, cooperación intergrupal y apoyo institucional (Pettigrew & Tropp, 2006). La evidencia proveniente de estudios meta-analíticos indica que las intervenciones realizadas desde la teoría del contacto intergrupal son eficaces para mejorar las relaciones entre diversos grupos sociales (Pettigrew & Tropp, 2006) aun cuando las condiciones ideales propuestas por Allport no se cumplan (Dovidio, Love, Schellhaas, & Hewstone, 2017).
En sus inicios, la teoría del contacto intergrupal se empleaba para estudiar los conflictos entre grupos raciales o étnicos mientras que en los últimos años se ha comenzado a usar para estudiar otros grupos que se encuentran en una posición de desventaja (e.g., grupos con discapacidad física o padecimiento psíquico; Pettigrew & Tropp, 2006). Según nuestro conocimiento, no hay investigaciones que hayan estudiado las relaciones entre grupos caracterizados por determinada clase social empleando como marco conceptual la teoría del contacto intergrupal.
El estudio del contacto entre clase sociales es relevante si se considera que América Latina es una de las regiones más desiguales del planeta (Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL), 2018). La brecha existente entre aquellos que se encuentran en una posición de ventaja y aquellos que no, podría disminuir a través de la promoción del contacto entre distintos grupos sociales en pos de lograr un sentido de cooperación colectiva y comprensión empática (Piff, Kraus & Keltner, 2018).
Una forma de evaluar el contacto intergrupal se remonta a la escala propuesta por Islam y Hewstone (1993), la cual consta de 10 ítems de los cuales cinco evalúan la frecuencia con la cual las personas de distintos grupos interactúan en diferentes contextos (e.g., en la universidad o en el trabajo), en tanto que los demás evalúan la calidad de las interacciones intergrupales (e.g., qué tan placenteras o agradables fueron dichas interacciones). La escala permite obtener un puntaje por cada dimensión, aunque algunos estudios han empleado un puntaje global (e.g., Voci & Hewstone, 2003).
La frecuencia y la calidad del contacto directo son predictores importantes de la reducción del prejuicio hacia un grupo determinado y evaluar ambos componentes permite obtener mayor conocimiento acerca de cómo el prejuicio puede ser reducido mediante el contacto intergrupal (Lolliot et al., 2015) en comparación con aquellos instrumentos que evalúan situaciones de contacto indirecto o negativo (para una descripción detalla de estos instrumentos ver Lolliot et al., 2015).
Distintos investigadores emplearon la escala desarrollada por Islam y Hewstone (1993) tomando sólo los ítems de la dimensión sobre la frecuencia (e.g., Visintin, Berent, Green, Falomir-Pichastor, 2019) o la calidad del contacto (e.g., Eller, Abrams, & Koschate, 2017), aunque predominan los estudios que usaron ambas dimensiones (p.e., Tausch, Hewstone, Kenworthy, Cairns, & Christ, 2007). A su vez, la escala fue empleada para evaluar el contacto intergrupal en muestras provenientes de diversos países (e.g., Estados Unidos, India, Italia, Irlanda, España) y con distintas características (e.g., grupos de etnias específicas, con padecimiento físico o psíquico o de diversas orientaciones sexuales). Sin embargo, a la fecha no hay estudios que hayan empleado la escala de contacto intergrupal propuesta por Islam y Hewstone (1993) en muestras de Argentina ni en grupos que pertenezcan a distintas clase sociales.
La evidencia sobre la validez estructural de la escala es escasa. Los autores de la escala original observaron mediante métodos exploratorios (componentes principales) una estructura conformada por un componente que agrupa los ítems referidos a la frecuencia y otro componente que agrupa los ítems relacionados a la calidad del contacto intergrupal (Islam & Hewstone, 1993). Estudios posteriores (e.g., Voci & Hewstone, 2003) han empleado un puntaje global aun cuando no existen estudios, según nuestro conocimiento, que hayan evaluado una estructura de segundo orden.
Otros estudios hallaron mediante métodos confirmatorios que los ítems referentes a la frecuencia y la calidad del contacto intergrupal presentan cargas factoriales aceptables siendo indicadores adecuados del constructo latente medido (e.g., Tam, Hewstone, Kenworthy, & Cairns, 2009; Tausch et al., 2007). Cabe resaltar que los estudios mencionados realizaron una evaluación confirmatoria del ajuste global de modelos que incluían ítems de contacto en conjunto con otros ítems referidos a diversas variables (e.g., actitudes intergrupales), esto es, no se encontraron estudios centrados exclusivamente en el análisis confirmatorio de la escala propuesta por Islam y Hewstone (1993).
En relación con la validez convergente de la escala existen estudios que han encontrado correlaciones positivas y significativas en el rango de .36 a .49 entre la frecuencia y la calidad del contacto (e.g., Tausch et al., 2007; Voci & Hewstone, 2003). Con respecto a las evidencias sobre la validez discriminante los investigadores (e.g., Tausch et al., 2007) han observado correlaciones negativas y no significativas en el rango de -.11 a -.14 entre ambos componentes del contacto (frecuencia y calidad) y la identificación endogrupal. En cuanto a la validez predictiva de la escala, los autores originales han reportado asociaciones positivas y significativas entre ambos componentes del contacto (frecuencia, β = .12; calidad, β = .48) y las actitudes intergrupales, respectivamente (Islam & Hewstone, 1993).
La evidencia sobre la consistencia interna de la escala es aceptable con índices alfa de Cronbach entre .73 y .78 para la dimensión sobre la frecuencia, y .79 para la dimensión sobre la calidad del contacto (e.g., Tam et al., 2009; Tausch et al., 2007).
En función de la necesidad de contar con una escala para evaluar el contacto entre personas de distinta clase social en el contexto local, nos propusimos adaptar la escala de contacto intergrupal desarrollada por Islam y Hewstone (1993) y estudiar sus propiedades psicométricas en una muestra de personas de 18 a 65 años del Gran Córdoba (Argentina) de distintas clases sociales.
Método
Diseño
En este estudio empleamos un diseño instrumental para adaptar la escala de contacto intergrupal propuesta por Islam y Hewstone (1993) a la población del Gran Córdoba, Argentina, y obtener evidencia psicométrica sobre su validez y su consistencia interna.
Participantes
La muestra estuvo conformada por 442 personas de 18 a 65 años (M = 38.61, DE = 14.23) del Gran Córdoba, Argentina, y de distintos sexos (24% varones, 75.3% mujeres, y 7% otro). En este estudio empleamos un muestreo no probabilístico de tipo autoelegido. El nivel socioeconómico de los participantes fue: alto: 64 (14.5%), medio: 270 (61.1%), bajo: 108 (24.4%).
Instrumentos
Escala de contacto con personas de distinta clase social. En esta investigación realizamos una adaptación de la escala de contacto intergrupal creada por Islam y Hewstone (1993). Para ello, consideramos los aspectos mencionados por Elosua, Mujika, Almeida y Hermosilla (2014). Elaboramos tres versiones idénticas de la escala en las cuales lo que varía es el grupo evaluado (clase alta, clase media, o clase baja; en adelante escala de clase alta, media o baja) en las cuales se excluyeron dos ítems pertenecientes a la dimensión de la frecuencia del contacto debido a que eran poco comprensibles en nuestro contexto. Los resultados derivados de los juicios por parte de personas expertas (n = 2) y de la toma de entrevistas cognitivas a personas que tenían distintos niveles socioeconómicos (n = 9) indicaron que la adaptación cultural y lingüística que realizamos fue adecuada. Así, la versión adaptada al contexto local consta de 8 ítems los cuales se responden bajo una escala tipo Likert de 5 puntos (frecuencia: 1 = Nunca o casi nunca, 5 = Siempre o casi siempre; calidad: 1 = Muy poco, 5 = Mucho). Mayor puntaje en la dimensión sobre la frecuencia de contacto reflejan mayor número de experiencias de contacto con personas de distinta clase social, en tanto que mayor puntaje en la dimensión sobre la calidad del contacto reflejan experiencias más placenteras con personas de distinta clase social. En la Tabla 1, presentamos los ítems que conformaron cada versión de la escala. La información en detalle sobre la adaptación de la escala se encuentra en el material complementario: https://osf.io/34f9j/
Escala de actitudes hacia personas de distinta clase social. Empleamos la escala desarrollada por los/as autores/as de este estudio la cual consta de 30 ítems que evalúan tres dimensiones de la actitud: afectiva, cognitiva y conductual. Además, cuenta con tres versiones idénticas en las cuales lo que varía es el grupo evaluado (Clase alta, media o baja). Los ítems se responden mediante una escala de respuesta de tipo Likert de 5 puntos (1 = Totalmente en desacuerdo, 5 = Totalmente de acuerdo). Un puntaje mayor indica actitudes más favorables hacia el grupo evaluado. La evidencia acerca de la validez estructural y la confiabilidad (alfa de Cronbach .83 a .90) es aceptable en las tres versiones.
Cuestionario de datos sociodemográficos. En este estudio recabamos información sobre edad, sexo y variables indicadoras del nivel socio-económico (NSE): nivel educativo, tipo de ocupación, relación entre la cantidad de aportantes del hogar y la cantidad de habitantes (Comisión de Enlace Institucional, AAM-SAIMO- CEIM, 2015). En función de esos indicadores definimos los grupos de clase alta, media o baja.
Procedimiento
Realizamos la recolección de datos a través de una encuesta en línea mediante la plataforma Limesurvey. Difundimos la encuesta mediante redes sociales (e.g., Facebook, Instagram, WhatsApp) y correos electrónicos. Primero, las personas completaron el cuestionario sobre datos socioeconómicos y, en función del NSE, contestaron una de las tres versiones de la escala de contacto con personas de distinta clase social (e.g., una persona con NSE alto respondió la versión de la escala de clase media o baja). El objetivo del procedimiento mencionado fue contar con respuestas provenientes de personas cuya clase social era diferente (e.g., clase alta y clase media) a la del grupo evaluado en cada versión de la escala (e.g., clase baja). De esta manera, conformamos las sub-muestras para conducir los análisis de datos.
Análisis de datos
En primer lugar, realizamos un análisis de casos y variables. Consideramos casos atípicos univariados aquellos que presentaban valores Z > ±3.29 y atípicos multivariados a un nivel p < .001 (Tabachnick & Fidell, 2014). Los valores de asimetría y curtosis en el rango ±1 fueron considerados excelentes, y en el rango ±1.5 aceptables (George & Mallery, 2001).
En segundo lugar, evaluamos de manera exploratoria la estructura subyacente para las tres versiones de la escala de contacto con personas de distinta clase social. Dado el carácter ordinal de las variables el método de estimación que empleamos fue la versión robusta de Mínimos Cuadrados ponderados (WLSMV). Siguiendo a Lloret, Ferreres, Hernández, y Tomás (2017), consideramos los siguientes indicadores: índice de Tucker-Lewis (TLI, >.95) e índice de ajuste comparativo (CFI, >.95), error cuadrático medio de aproximación (RMSEA, <0.05, IC 90%), y el índice de error cuadrático medio estandarizado (SRMR). De manera complementaria, con el fin de evaluar la cantidad de factores a considerar, realizamos un análisis paralelo (Timmerman & Lorenzo-Seva, 2011). Dado que los factores se encontraban correlacionados empleamos el método de rotación oblicua. Retuvimos los ítems cuya carga factorial fue mayor a .40 (Tabachnick & Fidell, 2014).
En tercer lugar, procedimos a evaluar de manera confirmatoria la estructura subyacente para cada versión de la escala de contacto con personas de distinta clase social. Incluimos los ítems resultantes de los análisis factoriales exploratorios. El método de estimación empleado fue la versión robusta de Mínimos Cuadrados ponderados (WLSMV). A su vez, empleamos el método de Máxima Verosimilitud (ML) dado que los valores de asimetría y curtosis se encontraban dentro de los valores aceptables, y estudios previos que evaluaron contacto (e.g., Tam et al., 2009; Tausch et al., 2007) han empleado dicho estimador. De este modo, pueden realizarse comparaciones más cercanas entre nuestros resultados y los provenientes de estudios previos. Siguiendo a Hu y Bentler (1999), consideramos los siguientes indicadores: χ2, índice de Tucker-Lewis (TLI, >.95) e índice de ajuste comparativo (CFI, >.95), y error cuadrático medio de aproximación (RMSEA, <0.05, IC 90%). Para todas las versiones de la escala evaluamos un modelo de dos factores correlacionados.
En cuarto lugar, analizamos la consistencia interna a través del coeficiente alfa de Cronbach (Cronbach, 1951), y siguiendo a Diedenhofen y Musch (2016), evaluamos si existían diferencias estadísticamente significativas entre los valores de las versiones de la escala. Adicionalmente, se calculó el coeficiente Omega de Mcdonald (McDonald, 1970).
En quinto lugar, evaluamos la validez convergente considerando la varianza media extraída (VME, > .50). A su vez, analizamos la validez discriminante teniendo en cuenta la comparación entre la VME y el cuadrado de la correlación entre los factores latentes. Los valores superiores de la VME indican buena validez discriminante (Hair, Black, Babin, & Anderson, 2019).
En sexto lugar, siguiendo a Hair et al. (2019) analizamos la validez predictiva considerando las correlaciones entre las variables de contacto y las actitudes hacia personas de distinta clase social. Empleamos el coeficiente Rho de Spearman.
Los análisis se condujeron empleando los programas SPSS versión 23 y MPlus versión 8.4, Factor versión 10.10.03, y CoCron (http://comparingcronbachalphas.org/)
Cuestiones éticas
A lo largo de toda la investigación seguimos los lineamientos éticos para la investigación con humanos recomendados por la Asociación Psicológica Americana (APA, 2010). Las personas brindaron su consentimiento informado mediante la encuesta en línea, tras recibir información sobre las condiciones de anonimato, confidencialidad y voluntariedad de la participación.
Resultados
Análisis descriptivo
Ninguna de las variables presentó casos perdidos. En cambio, identificamos 1 caso atípico multivariado en la escala de clase alta y, 1 caso univariado y 1 multivariado en la escala de clase media. En función de esto, procedimos a realizar los análisis factoriales considerando las muestras con y sin los casos atípicos, sin identificar diferencias notorias en los resultados. Por ello, a continuación, presentamos los resultados empleando todos los casos. Además, como se aprecia en la Tabla 2, casi todas las variables presentaron valores excelentes de asimetría y curtosis. Del total de participantes (n = 442), 176 respondieron la escala hacia clase alta, 89 la escala hacia clase media y 177 la escala hacia clase baja.
Evidencia de validez estructural - Análisis factoriales exploratorios
Los resultados del análisis paralelo indicaron retener un factor en todas las versiones de la escala (ver Tabla 1 del material complementario). No obstante, como se aprecia en la Tabla 3, los modelos de dos factores presentaron ajustes globales aceptables en comparación con los de un factor. A su vez, para los modelos de dos factores los ítems presentaron cargas factoriales superiores a .40 en las tres versiones de la escala de contacto con personas de distinta clase social (ver Tabla 2 del material complementario). Además, los resultados indicaron una correlación positiva y significativa entre los factores en todas las versiones del instrumento (Clase alta: .62; Clase media: .62; Clase baja: .38; p < .05).
Evidencia de validez estructural - Análisis factoriales confirmatorios
Para todas las versiones de la escala evaluamos un modelo de dos factores correlacionados. Como se aprecia en la Tabla 4, los resultados de los modelos estimados a partir de WLSMV presentaron un ajuste global adecuado para la escala de clase alta y media pero un ajuste inadecuado para la escala de clase baja. Con respecto a los modelos estimados a partir de ML, los resultados presentaron ajustes globales aceptables para todas las versiones de la escala. Los modelos estimados a partir de WLSMV presentaron ítems cuyas cargas factoriales fueron superiores a .40 para las escalas de clase alta y media, pero para la escala de clase baja los resultados indicaron una carga factorial mayor a 1 para el ítem 2 lo cual implica un modelo inadmisible (ver Figura 2). En el caso de los modelos estimados a partir de ML, los ítems presentaron cargas factoriales superiores a .40 en todas las versiones de la escala (ver Figura 1). Los resultados indicaron correlaciones positivas y significativas entre los factores latentes tanto en los modelos estimados a través de WLSMV (Clase alta: .60; Clase media: .62; Clase baja: .63; p < .05) y ML (Clase alta: .60; Clase media: .63; Clase baja: .65; p < .05).
Tabla 4: Análisis factorial confirmatorio: indicadores de ajustes de los modelos de las tres versiones de la escala de contacto con personas de distinta clase social estimados a partir de WLSMV y ML
Nota: WLSMV1 = modelo no admisible dado que para el ítem 2 se estima una carga factorial mayor a 1
Figura 1: Cargas factoriales de los ítems de cada versión de la escala de contacto con personas de distinta clase social. CF = frecuencia de contacto. CC = calidad del contacto estimadas a través de WLSMV.
Evidencia de consistencia interna
Como se aprecia en la Tabla 5, en todas las versiones de la escala de contacto con personas de distinta clase social los valores alfa de Cronbach y Omega de McDonald evidenciaron una consistencia interna adecuada. En general, no observamos una mejora considerable en los valores de alfa de Cronbach al eliminar algún ítem (ver Tablas 3 y 4 del material complementario). A su vez, al comparar los valores de alfa de Cronbach entre las versiones de la escala no observamos diferencias estadísticamente significativas (Frecuencia: χ2 = 4.19, gl =2, p = .12; Calidad: χ2 = 4.48, gl = 2, p = .10).
Tabla 5: Consistencia interna de las versiones de la escala de contacto con personas de distinta clase social
Nota: α = Alfa de Cronbach; Ωa = Omega de McDonald calculado a partir de los modelos confirmatorios estimados con ML; Ωb = Omega de McDonald calculado a partir de los modelos confirmatorios estimados con WLSMV.
Evidencia de validez convergente y discriminante
Como se aprecia en la Tabla 6, en todas las versiones de la escala de contacto con personas de distinta clase social los valores de VME fueron mayores o iguales a .50 a excepción del correspondiente a la dimensión de frecuencia de la escala de clase alta y al de la dimensión de calidad de la escala de clase baja, estimados a partir de ML. A su vez, los valores de VME fueron mayores que los cuadrados de las correlaciones entre los factores latentes en todas las versiones de la escala.
Evidencia de validez predictiva
Como se aprecia en la Tabla 7, las correlaciones entre las dimensiones de la escala de contacto y las de la escala de actitudes hacia personas de distinta clase social resultaron estadísticamente significativas en todas las versiones de ambos instrumentos.
Discusión
En el presente trabajo nos propusimos adaptar la escala de contacto intergrupal propuesta por Islam y Hewstone (1993) a la población del Gran Córdoba, Argentina, y obtener evidencia psicométrica sobre su validez y su consistencia interna. Los resultados del análisis factorial exploratorio y confirmatorio aportaron evidencia a favor del modelo propuesto por Islam y Hewstone (1993). Cabe señalar que aun cuando el modelo confirmatorio de la escala de clase baja no pueda ser interpretado mediante el estimador WLSMV si puede observarse un ajuste aceptable mediante el estimador ML. Además, la evidencia confirmatoria es coincidente con lo observado mediante métodos exploratorios y con aquellas investigaciones que evaluaron de manera confirmatoria el ajuste global de modelos que incluían ítems de contacto (p.e., Tam et al., 2009; Tausch et al., 2007). Ahora bien, como se expuso al inicio de este manuscrito dichos estudios no evaluaron exclusivamente la estructura factorial de la escala propuesta por Islam y Hewstone (1993). En función de esto, la comparación de los resultados de nuestro estudio y los citados anteriormente debe ser tomada con cautela.
También, cabe mencionar que las correlaciones observadas entre los factores en los análisis exploratorios y confirmatorios dan cuenta de la relevancia de evaluar el contacto considerando la frecuencia y la calidad del mismo. Estos resultados coinciden con el postulado teórico de Allport (1954) en relación a contemplar ambos aspectos como una vía efectiva para la reducción del prejuicio hacia un grupo determinado. A su vez, los resultados mencionados podrían indicar la existencia de un factor de segundo orden. No obstante, cabe señalar que los modelos con sólo dos dimensiones de primer orden y un número reducido de ítems por factor suelen presentar dificultades (e.g., identificación del modelo) en los análisis de tipo confirmatorio (Gignac & Kretzschmar, 2017). Aun así, futuros estudios podrían avanzar en la realización de dicho análisis y aportar evidencias que sustenten el uso de un puntaje global para la escala.
En relación a la consistencia interna, los valores de alfa de Cronbach fueron adecuados y no se observaron diferencias estadísticamente significativas entre dichos valores en las versiones de la escala de contacto. A su vez, los valores de Omega también fueron adecuados en todas las versiones del instrumento. Nuestros resultados se encuentran en consonancia con los observados en estudios previos (p.e., Tam et al., 2009; Tausch et al., 2007). Cabe mencionar que los análisis de consistencia interna empleando alfa de Cronbach son los reportados con mayor frecuencia, en las investigaciones que revisamos, para dar cuenta de la confiabilidad de los instrumentos.
Con respecto a la evidencia convergente y discriminante, nuestros resultados se encuentran en línea con lo observado por otros estudios (e.g., Tausch et al., 2007; Voci & Hewstone, 2003). Cabe mencionar que las investigaciones previas han reportado evidencias de validez discriminante basándose en correlaciones con otras variables y no a partir de las correlaciones entre los factores, tal como hicimos en nuestro trabajo. En función de esto, la comparación de los resultados de nuestro estudio y los citados anteriormente debe ser tomada con cautela. En relación a la validez predictiva, nuestros resultados se encuentran en línea con observado por los autores de la escala original (Islam & Hewstone,1993).
Los resultados de nuestra investigación no se encuentran exentos de limitaciones. La principal limitación se refiere al tamaño muestral que empleamos para conducir los análisis de datos en los distintos grupos, especialmente en el grupo de clase media. A su vez, el uso de muestreo no-probabilístico limita la generalización de los resultados. Más allá de lo mencionado, este estudio representa un aporte al campo de estudio del contacto intergrupal tanto en el ámbito local como internacional dado que abordamos el contacto con personas de distinta clase social que, según nuestro conocimiento, anteriormente no fue estudiado en el marco de las investigaciones sobre relaciones intergrupales. Además, destacamos que el empleo de métodos exploratorios y confirmatorios para dar cuenta de la validez estructural representa un aporte significativo al campo de evaluación del contacto intergrupal considerando la escasez de estudios psicométricos realizados hasta el momento en la temática.
