Skala Ambiwalentnego Seksizmu (wobec Kobiet) (ASI)

Peter Glick, Susan T. Fiske, 1996; polska adaptacja: Kurzeja, T., Mandal, E., 2009a i 2009b;

Załącznik 7

Zaprezentowana w 1996 roku przez Petera Glicka oraz Susan T. Fiske Skala Ambiwalentnego Seksizmu wobec Kobiet⁷ (ASI, ang. Ambivalent Sexism Inventory - toward Women) uwzględnia zarówno wrogi (HS; ang. Hostile Sexism) jak i życzliwy⁸ (BS; ang.

Benevolent Sexism) aspekt seksizmu, obejmując przy tym trzy komponenty każdego z nich:

paternalizm (władczy i opiekuńczy), zróżnicowanie płciowe (rywalizujące i uzupełniające się), heteroseksualność (wrogość i bliskość). Wyniki serii badań (Glick, Fiske, 1996) pozwoliły zredukować pierwotną wersję kwestionariusza z 140 do 22 stwierdzeń, po 11 stwierdzeń na każdy z aspektów seksizmu. Kwestionariusz zawiera 6 pozycji kodowanych odwrotnie, jednak dla badań w krajach nieanglojęzycznych zaleca się zamienienie tych 6 pozycji na stwierdzenia kodowane wprost (por. Glick, Fiske, 2001).

Rzetelność całej skali wynosi α od 0,83 do 92, rzetelność dla seksizmu wrogiego α od 0,80 do 0,92, zaś dla seksizmu życzliwego α od 0,73 do 0,85 (por. Glick, Fiske, 1996, 2001).

W polskich badaniach uzyskano podobne wartości m.in. dla seksizmu wrogiego α = 0,84, a życzliwego α = 0,79 (Mikołajczak, Pietrzak, 2014).

7 W tekście, do oryginalnej nazwy skali ASI, dodano określenie „wobec Kobiet”, co pozwala lepiej odróżnić ją od kolejnej, wprowadzonej w 1999 roku, „Skali Ambiwalentnego Seksizmu wobec Mężczyzn” (skrót – AMI, ang. Ambivalence toward Men Inventory, Glick i Fiske, 1999).

8 W niektórych polskich pracach mamy seksizm „życzliwy” (por. Pietrzak, Mikołajczak, 2015), w innych występuje jako: „dobrotliwy” (por. Studzińska, Wojciszke, 2014).

Na podstawie analizy czynnikowej (eksploracyjnej, później konfirmacyjnej) Glick i Fiske (1996) wyodrębnili: czynnik wrogiego seksizmu, który nie dzielił się na podczynniki oraz czynnik życzliwego seksizmu, który dzielił się na trzy zakładane przez teorię podczynniki. Autorzy sugerują, że niewyodrębnienie się z seksizmu wrogiego trzech zakładanych przez teorię podczynników wynika z wyjątkowo silnego powiązania w obrębie tych podczynników: władczy paternalizm jak i rywalizujące zróżnicowanie płciowe wynikają z potrzeby dominowania nad kobietami, zaś sama władza jest silnie związana z seksualną wrogością. Budowa czynnikowa ASI miała podobną strukturę zarówno, gdy respondentami byli mężczyźni jak i kobiety. Glick i Fiske (1996) fakt ten tłumaczą tym, że pierwotnie seksistowskie postawy wynikały z naturalnej potrzeby mężczyzn do dominacji nad kobietami, u kobiet zaś pojawiły się w wyniku kulturowej adaptacji i transmisji tego motywu. Różnica ta prowadzi do kilku następstw. Indywidualni mężczyźni mogą przejawiać zachowania opisywane przez seksizm życzliwy, bez otwartego ujawniania seksizmu wrogiego.

Kobiety zaś, gdy odcinają się od tradycyjnego kulturowego przekazu ról płciowych, odrzucają zarówno seksizm wrogi jak i życzliwy.

Wyniki dla skali seksizmu wrogiego (HS) i życzliwego (BS) wobec kobiet są ze sobą istotnie skorelowane (r od 0,37 do 0,74), jednak analizy czynnikowe (Glick i Fiske, 1996) ujawniły, że model dwuczynnikowy (GFI = od 0,79 do 0,89) istotnie lepiej opisuje uzyskane wyniki niż model jednoczynnikowy (GFI = od 0,69 do 0,80) (p < 0,01). Model pełny, uwzględniający podczynniki (GFI = od 0,80 do 0,94), istotnie lepiej opisuje wyniki niż model dwuczynnikowy (p < 0,01). Mężczyźni uzyskiwali istotnie wyższe wyniki w skali ASI niż kobiety (F = 4,82, p < 0,05), różnica ta była istotnie większa dla seksizmu wrogiego niż życzliwego (interakcja F = 3,79, p < 0,05). Dodatkowe dane przemawiające za odpowiednią trafnością zbieżną i prognostyczną prezentowanego narzędzia przedstawiono w części teoretycznej konspektu.

W badaniu własnym użyto adaptacji ASI wykonanej z wykorzystaniem metody tłumaczenia grupowego (por. Kurzeja, Mandal, 2009a i 2009b). Wszystkie odpowiedzi były kodowane wprost i oceniane na 6 punktowej skali typu Likerta, od 0 – zdecydowanie nie zgadzam się, do 5 – w pełni zgadzam się (przekodowanej później na skalę 1-6). Wynik ogólny ASI oblicza się jako średnią dla wszystkich pozycji. Wynik na skali seksizmu wrogiego oblicza się jako średnią dla pozycji: 2, 4, 5, 7, 10, 11, 14, 15, 16, 18, 21, a życzliwego: 1, 3, 6, 8, 9, 12, 13, 17, 19, 20, 22. Dla seksizmu życzliwego można wyliczyć średnią dla każdego z trzech podczynników: opiekuńczy paternalizm (stwierdzenia: 3, 9, 17,

20), uzupełniające się zróżnicowanie płciowe (8, 19, 22), heteroseksualna bliskość (1, 6, 12, 13) (por. Glick, Fiske, 1996, 2001).

Wykonano obliczenia dla Skali Ambiwalentnego Seksizmu wobec Kobiet (ASI), dla danych zebranych w b a d a n i u w ł a s n y m . Statystyki opisowe dla poszczególnych pozycji skali oraz średnie odpowiedzi zestawiono w Tabela II.2.

Tabela II.2. Statystyki opisowe dla Skali Ambiwalentnego Seksizmu wobec Kobiet (ASI)

Zmienna N Średnia Mediana Moda Liczność z przedziału -0,93 ÷ 0,85 oraz skraje wartości dla stwierdzeń: 12 (1,54), 13 (-1,31) i 9 (3,03;

„Mężczyźni powinni troszczyć się o kobiety i chronić je”) (por. Tabela II.2). Rozkład wyników dla wyniku ogólnego (ASI średnia) jak i wrogiego i życzliwego nie ma charakteru

normalnego (dla wszystkich d Kołmogorowa-Smirnowa = 0,07, p < 0,01, p Lillieforsa

< 0,01). Wpływa na to między innymi największa ilość wyników w przedziale 4÷5, duża w przedziale 3÷4, a niewielka w 5÷6.

Przeprowadzono analizę rzetelności ASI dla danych zebranych w badaniu własnym (N = 638). Rzetelność dla całej skali wyniosła Cronbacha α i standaryzowana Cronbacha α = 0,84. Dla seksizmu wrogiego Cronbacha α i std. α = 0,86, a życzliwego Cronbacha α i std.

α = 0,78. Dla podczynników seksizmu życzliwego: opiekuńczy paternalizm Cronbacha α = 0,57 i std. α = 0,58, uzupełniające się zróżnicowanie płciowe Cronbacha α i std. α = 0,59 i heteroseksualna bliskość Cronbacha α i std. α = 0,73. Uzyskane wyniki są zbliżone do tych jakie raportowali inni badacze (por. Glick, Fiske, 1996, 2001; Mikołajczak, Pietrzak, 2013).

Wyniki dla mężów a żon różniły się między sobą. Mężczyźni uzyskali istotnie wyższe wartości niż kobiety zarówno dla wyniku ogólnego (suma rang: 117421,5 a 86419,5;

U = 35379,50, p < 0,01) jak i seksizmu wrogiego (119842 a 83999; U = 32959, p < 0,01) i życzliwego (108120,5 a 95720,5; U = 44680,5, p < 0,01), a także opiekuńczego paternalizmu (113993 a 89848; U = 38808, p < 0,01) i heteroseksualnej bliskości (108489 a 95352; U = 44312, p < 0,01) (por. też średnie w Tabela II.3). Jedynie w przypadku uzupełniającego się zróżnicowania płciowego kobiety uzyskały wyższe wyniki niż mężczyźni, ale różnica ta była istotna na granicy trendu statystycznego (106357,5 a 97483,5;

U = 46443,5, p < 0,06).

Tabela II.3. Statystyki opisowe dla wyniku ogólnego, czynników i podczynników ASI w podziale na płeć

Zmienna N Średnia Mediana Moda N

Wykonano analizę głównych składowych (PCA) oraz analizę czynnikową metodą głównych osi (PAF). Spełniony został warunek miary K-M-O = 0,88 (wyższe niż 0,5) i istotności w teście sferyczności Bartletta p < 0,01. Analizy ujawniły pięć czynników tłumaczących łącznie 39,76% (PAF) i 53% (PCA) wariancji. Analiza zarówno PCA jak i PAF z rotacją oblimin wskazały, że czynnik pierwszy gromadzi stwierdzenia wrogiego seksizmu, drugi życzliwego – bliskości, trzeci życzliwego – zróżnicowania płciowego, czwarty wrogiego – które nie weszły do pierwszego (ale też stosunkowo wysoko ładują czynnik pierwszy), piąte życzliwego – paternalizmu (oprócz stwierdzenia 20, które wyżej ładuje czynnik zróżnicowania płciowego) (por. Tabela II.4).

Tabela II.4. Struktura macierzy (PCA oblimin) przedstawiająca wartości ładunków dla 5 komponentów dla ASI 1. seksizm

Stwierdzenia posortowano według wartości ładunków dla komponentów, usuwając ładunki mniejsze niż 0,15.

W celu sprawdzenia czy te same stwierdzenia polskiej a anglojęzycznej wersji Skali Ambiwalentnego Seksizmu wobec Kobiet ładują czynniki seksizmu wrogiego i życzliwego wykonano analizę głównych składowych (PCA) oraz analizę czynnikową metodą głównych

osi (PAF) wymuszając rozwiązanie dwuczynnikowe. Dwa czynniki tłumaczyły łącznie 30,9%

(PAF) i 36,9% (PCA) wariancji. Przy zastosowanej rotacji oblimin wszystkie stwierdzenia polskiej wersji narzędzia ASI idealnie korespondowały z odpowiednimi stwierdzeniami w wersji anglojęzycznej (por. Glick, Fiske, 2001) (por. Tabela II.5).

Tabela II.5. Struktura wzoru (rotacja oblimin) przedstawiająca wartości ładunków dla 2 komponentów ASI Komponent PCA,

Stwierdzenia posortowano według wartości ładunków dla komponentów, usuwając ładunki mniejsze niż 0,15.

Na danych z własnego badania wykonano konfirmacyjne analizy czynnikowe.

Podobnie jak Glick i inni (2000) testowano różne konfiguracje czynników (por. Tabela II.6).

Wykorzystano estymator ML (ang. maximum likelihood; domyślny w pakiecie lavaan dla R i AMOS) oraz estymatory DWLS (ang. diagonally weighted least squares) i WLSMV (ang. weighted least squares means and variance adjusted). Ostatnie dwie wymienione metody są zalecane m.in. dla danych mierzonych na skali Likerta oraz kiedy rozkład wyników nie jest normalny (por. Brown, 2006; Barendse, Oort, Timmerman, 2014; Flora, Curran, 2004). Raportowano wartość statystyk CFI i TLI oraz RMSEA i SRMR (por. Kline, 2010), odrzucając krytykowane m.in. za zależność od wielkości próby GFI i AGFI (por. Sharma

i inni, 2005). Wartość CFI i TLI powinny wynosić 0,9 lub więcej, zaś RMSEA i SRMR powinny wynosić 0,08 lub mniej (dla RMSEA najlepiej 0,05 i poniżej). Wszystkie testowane modele dla estymatora ML osiągnęły wartości CFI i TLI bliskie 0,8-0,9 i RMSEA 0,07 i poniżej, zaś dla DWLS i WLSMV wartości CFI i TLI równe lub powyżej 0,9 przy RMSEA równym lub poniżej 0,05 (por. Tabela II.6). Każdy z testowanych modeli dobrze opisuje dane, przy czym bardziej złożone modele – uwzględniające podskale seksizmu życzliwego uzyskały wyższe wartości statystyk niż model dwuczynnikowy (co było zgodne z oczekiwaniami; por. Glick i inni, 2000).

Tabela II.6. Wyniki konfirmacyjnych analiz czynnikowych dla ASI

Model CFI NNFI (TLI) RMSEA SRMR

Zgodnie z przewidywaniami (por. Glick, Fiske, 1996) wszystkie czynniki ASI były ze sobą istotnie skorelowane (rho Spearmana p < 0,05) (por. Tabela II.7).

Jednocześnie dla danych z badania własnego korelacja między seksizmem wrogim a życzliwym była stosunkowo niska (rho = 0,28).

Tabela II.7. Korelacje Spearmana dla wyniku ogólnego i czynników ASI Średnia /

Wszystkie przedstawione w powyższej tabeli korelacje rho Spearmana są istotne statystycznie p < 0,05