Una banca dati per misurare l'orientamento alla dominanza sociale in Italia

UNA BANCA DI ITEM PER MISURARE L’ORIENTAMENTO ALLA DOMINANZA SOCIALE IN ITALIA

INTRODUZIONE

L’orientamento alla dominanza sociale (SDO) costituisce il versante psicosociale della più ampia teoria della dominanza sociale, sviluppata nel tentativo di fornire una spiegazione della natura dei conflitti fra le categorie sociali e dell’oppressione esercitata da certe categorie sulle altre (Pratto, Sidanius, Stallworth, & Malle, 1994; Sidanius e Pratto, 1999). Pratto, Sidanius e colleghi muovono dall’assunto che gran parte dei conflitti sociali sono l’esito della strutturazione delle società in sistemi gerarchici fondati sull’appartenenza ad aggregati socialmente costruiti. Fra essi, particolarmente rilevanti sono quelli basati sull’età (gli adulti hanno maggiore potere sociale rispetto ai bambini e agli adolescenti), sul genere (i maschi hanno maggiore potere sociale delle femmine) e sull’appartenenza etnica, nazionale, di censo e religiosa. All’interno di questo quadro teorico, la SDO è considerata come una variabile di personalità, un orientamento individuale di carattere generale che porta a desiderare che la propria categoria sociale sia superiore alle altre al punto da dominarle.

La SDO viene rilevata attraverso la SDO scale, sviluppata a partire dai primi anni ’90 su numerosi campioni da Sidanius, Pratto e collaboratori (cfr. Biernat & Crandall, 1999; Pratto et al., 1994; Sidanius & Pratto, 1999). Le versioni della SDO scale sviluppate fino ad ora sono sei. La maggior parte degli studi di validazione (condotti attraverso l’utilizzo dell’analisi fattoriale esplorativa e confermativa e la stima dell’attendibilità in termini di  di Cronbach e di analisi

test-retest) fanno però particolare riferimento alle versioni 5 e 6 dello strumento. Anche se la versione 5

enfatizza l’orientamento alla dominanza nelle relazioni interpersonali e la versione 6 pone specificamente l’accento sull’orientamento alla dominanza nelle relazioni fra le categorie sociali, Sidanius e Pratto (1999) sostengono che le due versioni sono fra loro sovrapponibili dal punto di vista concettuale e sostanzialmente identiche dal punto di vista psicometrico (entrambe sono unidimensionali e, nelle diverse somministrazioni, mostrano valori soddisfacenti in termini di coerenza interna). Dal punto di vista operativo, i due strumenti sono bilanciati e prevedono, nella

versione standard, 7 categorie di risposta. Tuttavia, la versione 5 è costituita da 14 item, mentre la versione 6 è costituita da 16 item. Quel che è più interessante ai fini del presente lavoro, un item (“Increased social equality”) è presente in entrambe le versioni.

Le versioni 5 e 6 della SDO scale sono state utilizzate (quando necessario in versione tradotta) anche al di fuori degli Stati Uniti: in Belgio (Duriez & Van Hiel, 2002; Duriez, Van Hiel, & Kossowska, in stampa; Van Hiel & Duriez, 2002; Van Hiel & Mervielde, 2002), in Francia (Dambrun, Guimond, & Duarte, 2002; Dambrun, Maisonneuve, Duarte, & Guimond, 2002; Guimond, Dambrun, Michinov, & Duarte, 2003), in Polonia (Duriez, Van Hiel, & Kossowska, in stampa), in Svezia (Akrami, Ekehammar, & Araya, 2000), in Canada (Altemeyer, 1998; Duckitt, 2001), in Australia (Heaven, 1999; Heaven & Bucci, 2001; Heaven & Connors, 2001; Heaven, Greene, Stones, & Caputi, 2000; Heaven & St. Quintin, 2003), in Nuova Zelanda (Allen, Wilson, Ng, & Dunne, 2000; Duckitt, 2001; Sidanius, Levin, Liu & Pratto, 2000; Wilson & Liu, 2003), in Sud Africa (Duckitt, 2001; Duckitt, Wagner, du Plessis, & Birum, 2002), in Cina e a Taiwan (Pratto, Liu, Levin, Sidanius, Shih, Bachrach, & Hegarty, 2000; Sidanius et al., 2000) e in Israele (Levin, Federico, Sidanius, & Rabinowitz, 2002; Levin & Sidanius, 1999; Levin, Sidanius, Rabinowitz, & Federico, 1998; Pratto et al., 2000; Sidanius et al., 2000). Per quel che concerne l’Italia, un adattamento della versione 6 è stato condotto da Aiello, Chirumbolo, Leone e Pratto (in stampa).

In tutti i contributi appena citati si è lavorato sulla scala facendo esclusivamente ricorso agli strumenti e alla logica della teoria classica dei test. In questo studio ci siamo proposti di costruire un adattamento italiano della versione 5 e della versione 6 della SDO scale facendo ricorso al modello di Rasch per item con categorie ordinate. Utilizzando uno degli elementi che rendono tale approccio decisamente interessante nella costruzione delle scale di atteggiamento (v. par. successivo), abbiamo anche tentato un collegamento fra la versione 5 e la versione 6 utilizzando l’item che esse condividono come “pivot”, al fine di cominciare un lavoro di costruzione di una banca di item per la misurazione dell’orientamento alla dominanza sociale in Italia.

IL MODELLO DI RASCH NELLA COSTRUZIONE DELLE SCALE DI ATTEGGIAMENTO

Il modello di Rasch (1960/1980) si fonda sul presupposto che le risposte date da un insieme di soggetti ad un test di abilità costituito da item dicotomici dipendono soltanto da due parametri: l’abilità dei singoli rispondenti e la difficoltà dei singoli item. Tali parametri, che nella notazione di Rasch vengono rispettivamente definiti n e i, sono concettualizzati come espressione del

medesimo tratto latente, venendo concepiti nel caso delle scale di atteggiamento l’uno come l’intensità dell’atteggiamento dei singoli rispondenti (posizione dei soggetti sul continuo) e l’altro come il “valore affettivo” dei singoli item (posizione degli item sullo stesso continuo). Il modello di Rasch calcola la probabilità di ottenere la risposta osservata xni stimando i parametri n e i in

maniera indipendente l’uno dall’altro e collocandoli nell’equazione fondamentale del modello di Rasch per item dicotomici, che è la seguente:

P(Xni = 1|n , i) = exp(n - i) / [1+ exp(n - i)]

Nel caso in cui la dimensione da rilevare sia costituita da un’abilità, l’espressione al primo membro rappresenta la probabilità che il soggetto n dia una risposta corretta all’item i, mentre (n

-i) indica la relazione fra l’abilità del soggetto n e il valore affettivo dell’item i, e viene espressa in

forma esponenziale e divisa per il fattore di normalizzazione 1 + exp(n - i) per ricondurre il range

a quello della probabilità, 0-1.

Le principali proprietà formali del modello di Rasch sono tre: (a) l’indipendenza stocastica, che indica che le risposte ad un insieme di item sono eventi statisticamente indipendenti: ne consegue che la probabilità di ottenere un determinato pattern di risposte da parte dell’individuo n ad una batteria composta da k item corrisponde al prodotto delle probabilità di ottenere le risposte ai singoli item; (b) la linearità dei punteggi ottenuti, che vengono espressi in una particolare unità di misura, il logit, che corrisponde al logaritmo del rapporto tra la probabilità di dare una risposta corretta e la probabilità di dare una risposta errata; le misure espresse in logit si collocano al livello delle scale a intervalli; (c) l’oggettività specifica, in base alla quale – nei modelli che si conformano sufficientemente ai dati – le stime delle abilità degli individui non dipendono dalle stime delle

difficoltà degli item e viceversa (per un’esauriente introduzione alla proprietà dell’oggettività specifica, v. Giampaglia, 2002). Ne deriva che nel modello di Rasch non è necessario ipotizzare specifiche curve di distribuzione (ad es. quella normale) né per i soggetti né per gli item.

Il fatto che si possano ottenere stime separate per item e soggetti utilizzando la medesima unità di misura offre la possibilità di collocare le abilità dei soggetti e le difficoltà degli item sullo stesso continuum, consentendo di istituire confronti “oggettivi” fra i soggetti, fra gli item e fra i soggetti e gli item. «Questi confronti godono della proprietà dell’invarianza perché, all’interno della classe dei soggetti, escludono l’interferenza degli item (la stima delle posizioni dei soggetti non è influenzata dalla specificità degli item utilizzati per la misurazione), così come, simmetricamente, all’interno della classe degli item escludono l’interferenza dei soggetti (la stima delle posizioni degli item non è influenzata dalla peculiarità del campione di soggetti coinvolti nella rilevazione)» (Giampaglia & Roccato, 2002, 98). Ne consegue, come corollario, la possibilità di valutare l’adeguatezza del campione di item rispetto al campione di soggetti e viceversa: item troppo difficili rispetto all’abilità dei soggetti non saranno superati che in minima parte, mentre item troppo facili saranno superati in larghissima misura. Ovviamente, data la simmetria del modello, vale anche il discorso inverso: soggetti caratterizzati da una grandissima abilità rispetto al campione di item loro sottoposti tenderanno a superare la massima parte degli item, mentre soggetti poco abili rispetto alla batteria di domande loro somministrata tenderanno a non superarne la maggior parte. Ne deriva che solo le scale costituite da item di difficoltà adeguata all’abilità dei rispondenti saranno in grado di discriminare efficacemente le posizioni individuali sul continuum analizzato.

Grazie ai fondamentali contributi di Andersen (1977) e di Andrich (1978, 1995), il modello di Rasch è stato esteso anche agli item politomici con categorie ordinate, attingendo anche alla tradizione di Thurstone, dalla quale sono stati recuperati i concetti di discriminazione degli item e di

soglia fra le loro categorie. In questa formalizzazione, la risposta dei soggetti agli item continua ad

essere governata dai parametri n e i; l’innovazione consiste nell’ipotizzare che le categorie

adiacenti siano divise da un confine (la soglia, appunto), espresso in forma matematica con k. Ogni

item è caratterizzato da un numero di soglie pari al numero delle sue categorie meno uno. In corrispondenza di ogni soglia, la probabilità di scegliere ciascuna delle due categorie da essa divise è uguale. In quest’ottica, il punteggio dato dall’individuo n all’item i non esprime altro che il numero di soglie da lui superate. Il modello assegna ad ogni soglia uno specifico parametro ik, che

«regola la transizione dalla categoria k-1 alla categoria k ed è ottenuto adeguando il valore affettivo dell’item (i) all’intensità (o “difficoltà”) espressa dalla specifica soglia; operativamente questa

operazione si realizza sommando al parametro i il valore della soglia k, che separa le categorie k-1

e k dell’item i» (Giampaglia, 1995, 211-212; v. anche Cristante & Robusto, 1994).

Se è evidente che nel modello le soglie sono per loro natura ordinate (la prima soglia viene prima della seconda, che a sua volta viene prima della terza e così via), non è detto che nei dati avvenga lo stesso. È infatti possibile che almeno alcuni item abbiano soglie non ordinate (in termini matematici, che si riscontri un andamento per cui, ad esempio, k-1 > k: in tale esempio, accade che

i rispondenti che, sulla base del loro livello di abilità, dovrebbero scegliere la categoria delimitata da k-1 e k, si orientino invece verso la categoria immediatamente inferiore o immediatamente

superiore, il che evidentemente viola l’assunto di cumulatività del modello). Il modello di Rasch offre l’opportunità molto interessante di studiare l’ordinamento delle soglie, e dunque la possibilità di evidenziare eventuali anomalie del modello rispetto ai dati: esse indicano generalmente che alcune categorie non sono discriminanti (Giampaglia, 1990) o che la batteria non è unidimensionale (Giampaglia, 2000).

Dal punto di vista formale, il modello di Rasch per item con categorie ordinate viene espresso dalla seguente formula:

In essa, xni è la risposta data dal soggetto n all’item i; i ix sono i coefficienti di ciascuna

categoria x per ciascun item i, e vengono stimati tenendo presente che il primo e l’ultimo di tali parametri sono uguali a 0 e che i coefficienti di categoria sono definiti in termini di soglie, ossia

Inoltre, ni è un fattore di normalizzazione che rappresenta la somma di tutti i possibili

numeratori ed assicura che la somma delle probabilità sia uguale a 1, venendo calcolato con la seguente formula:



Ancora, ik è la k-esima soglia ordinata dell’item i e, come già accennato, n è la posizione

dell’individuo n sul continuum, mentre i è la posizione assunta su esso dell’item i.

In conclusione, dalle proprietà formali del modello di Rasch per item con categorie ordinate discendono alcune conseguenze che lo rendono di particolare interesse nella costruzione e nella validazione delle scale di atteggiamento (cfr. Mannarini, 1997, 60): (a) i risultati che si ottengono godono dei requisiti della misurazione; (b) alle categorie di risposta vengono associati valori interi ordinati; (c) le distanze fra le categorie non sono teoreticamente rilevanti, dal momento il modello non assume la loro uguaglianza (come avviene invece con la tecnica di Likert); (d) i parametri dei soggetti e quelli degli item vengono stimati separatamente gli uni dagli altri.

Ma a tali vantaggi se ne aggiunge un altro, di particolare interesse per il presente lavoro. Le scale costruite mediante il modello di Rasch possono essere utilizzate in contesti diversi senza dover passare attraverso complicate e spesso discutibili somministrazioni a campioni normativi. Non solo. È sufficiente che diverse somministrazioni condividano almeno un rispondente o almeno un item perché i loro risultati siano fra loro confrontabili: «quando (…) si utilizzano batterie di item (in parte) differenti e soggetti (in parte) differenti è possibile ricondurre le misurazioni effettuate su un’unica scala a condizione che tra le due stime di punteggi vi sia almeno un soggetto in comune e/o almeno un item in comune. In generale questa “taratura” dei punteggi è necessaria per tener conto della “difficoltà” relativa dell’intera batteria (…) e della “abilità” relativa del campione di soggetti. Per “omologare” punteggi effettuati in condizioni diverse si utilizza un semplice fattore di traslazione calcolato in funzione dei soggetti e/o item in comune tra i due test. In accordo infatti con le caratteristiche del modello (…) le stime effettuate in ogni campione e con ogni batteria di item sono statisticamente equivalenti a meno di tale costante di traslazione» (Miceli, 1995, 46-47). Questa proprietà del modello di Rasch rende dunque «decisamente più semplice e immediata la comparazione dei risultati di studi e ricerche condotte su medesimi argomenti, che prendono in considerazione le stesse proprietà latenti, operativizzate però spesso in maniera diversa» (Miceli, 2001, 315-316). Inoltre, essa rende possibile la connessione fra ricerche distinte, permettendo di confrontare le caratteristiche psicometriche delle scale utilizzate anche in tempi e luoghi differenti, e dunque consentendo la costruzione di banche di item fondate sulla definizione di un sistema di

misurazione i cui item sono raccolti, organizzati e catalogati proprio a partire dalle loro proprietà psicometriche. A parere di Choppin (1981), i principali vantaggi delle banche di item sono tre: (a) consentono all’utilizzatore di variare lunghezza e contenuto di un test in funzione del contesto di somministrazione, senza perdere in generalizzabilità e consistenza dei risultati; (b) permettono la veloce costruzione di forme parallele di un test; e (c) offrono la possibilità ottenere misure ripetute sullo stesso soggetto sulla medesima dimensione indagata senza utilizzare le stesse domande.

Come si è detto, in questo studio abbiamo mirato alla costruzione di una banca di item volti a misurare la SDO in Italia.

PROCEDURA

Il presente lavoro si è fondato sulla somministrazione di due questionari concernenti alcune questioni psicosociali e politiche, ognuno comprendente al proprio interno una delle due versioni di scala SDO su cui si è focalizzata la nostra ricerca. Il primo questionario comprendeva un adattamento alla lingua e alla cultura italiana della versione 5 della scala SDO (Pratto et al. 1994) da noi appositamente sviluppato. La scala SDO è stata sottoposta in una versione a 13 item anziché 14 (dal momento che il pre-test ha evidenziato che l’item “Equality” della versione originaria veniva compreso con difficoltà dagli intervistati) con 9 categorie di risposta a 353 studenti di diverse facoltà dell’Università di Torino (81 maschi e 272 femmine, età media pari a 20.41 anni). Nel secondo questionario è stato somministrato un adattamento alla lingua e alla cultura italiana della versione 6 della scala SDO (Sidanius & Pratto, 1999) da noi appositamente sviluppato. La scala SDO è stata presentata in un formato a 5 categorie di risposta a 630 adulti piemontesi e siciliani (418 maschi, 212 femmine, età media pari a 33.38 anni). I due adattamenti vengono presentati nell’Appendice del presente lavoro.1

Dal punto di vista operativo, abbiamo proceduto alla costruzione di due modelli distinti di misurazione della SDO, il primo fondato sulla versione 5 e il secondo sulla versione 6 dello strumento. In seguito, abbiamo connesso tali modelli fra loro utilizzando l’item comune come “pivot”. I dati sono stati elaborati mediante il programma Rumm2010 (Andrich, Sheridan, & Luo, 2001). Come Giampaglia e Roccato (2002), abbiamo controllato il fit dei modelli rispetto ai dati

confrontando, in prima battuta, la distribuzione delle risposte osservate con quella delle risposte attese mediante il criterio del χ2_{. Nei casi in cui la probabilità ad esso associata non ha superato il}

valore soglia di .05, si è proceduto all’analisi dei singoli item confrontando localmente la distribuzione osservata con quella attesa (considerando misfitting, e dunque eliminandoli, gli item con una probabilità associata al χ2 _{inferiore a .05 e/o con un residuo maggiore di 2 in valore}

assoluto). Ad ogni prova è stata controllata anche la coerenza interna degli item – mediante l’ di Cronbach – e la capacità della batteria di discriminare le posizioni individuali degli intervistati – mediante il person separation index (PSI). La batteria è stata considerata soddisfacente se sia l’, sia il PSI avevano raggiunto valori superiori a .70. Infine, si è studiato l’ordinamento delle soglie degli item, procedendo all’aggregazione delle categorie che avevano presentato soglie invertite.

ANALISI DEI DATI

Analisi della versione 5 della scala SDO

Eliminando i tre item misfitting e procedendo item per item all’aggregazione delle categorie di risposta meno discriminanti, è stato possibile ottenere, per la versione 5 della scala SDO, una scala costituita da 10 item a 3 categorie di risposta. La tabella 1 mostra le sue principali statistiche.

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Le tabelle 2 e 3 specificano le caratteristiche di tali item. Il loro valore affettivo varia da –.825 logit a 1.406 logit; la probabilità associata al chi quadrato di ognuno di essi supera il livello di accettabilità e il residuo non è mai superiore a | 2 |. Infine, tutte le loro soglie risultano ordinate.

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La figura 1 riporta la distribuzione congiunta di soggetti e item sul continuum dei punteggi di SDO. Come si nota, la scala ottenuta è in grado di discriminare adeguatamente la posizione di chi

ha un livello di dominanza sociale intermedio o elevato (nel complesso, il 56% dei rispondenti), mentre i soggetti con punteggi bassi risultano “scoperti”.

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Analisi della versione 6 della SDO scale

Si è ottenuta una versione 6 della scala SDO soddisfacente secondo i criteri prefissati eliminando ben otto dei 16 item originari e riducendo il numero delle loro categorie di risposta da 5 a 3 (cfr. tabella 4).

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Le tabelle 5 e 6 mostrano in dettaglio le caratteristiche psicometriche della scala così ottenuta. Come si vede, il range del valore affettivo degli item è compreso tra -.932 e .659 logit. Anche in questo caso, tutti i criteri di fit prefissati vengono superati e tutte le soglie risultano ordinate.

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La figura 2 mostra la distribuzione congiunta di soggetti ed item sul continnum della scala. Come si vede, la scala ottenuta è in grado di discriminare adeguatamente solo i soggetti che riportano livelli intermedi di dominanza sociale, rivelandosi carente per i soggetti in posizioni estreme. Nel complesso, le persone che questa versione della scala riesce a “coprire” adeguatamente costituiscono solo il 25.9% del totale.

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Si è infine proceduto a collegare la versione 5 con la versione 6 della scala SDO utilizzando l’item comune ai due strumenti (“Aumentare l’uguaglianza sociale migliorerebbe la vita di questo Paese”) come “pivot”. Dal punto di vista operativo, si è ricalcolato il valore δi degli item della

versione 6 in termini di scarti dal valore di δ dell’item “pivot”, riproporzionando poi il valore δi di

tutti gli item delle due versioni in modo che la loro sommatoria risultasse pari a 0. Ne è conseguita la banca di item presentata in Tabella 7.

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CONCLUSIONI

Utilizzando il modello di Rasch per item con categorie ordinate, si è dato avvio alla costruzione di una banca di item per misurare l’orientamento alla dominanza sociale in Italia, integrando gli item della versione 5 (Pratto et al., 1994) con quelli della versione 6 (Sidanius & Pratto, 1999) della scala SDO.

Nel dettaglio, la banca di item che siamo stati per ora in grado di costruire è costituita da 17 item, è ragionevolmente bilanciata (infatti, 7 item sono controscalari) e copre un range di orientamento alla dominanza sociale piuttosto ampio (nel complesso, pari a 2.959 logit). Tuttavia, alcune porzioni del continuum di orientamento alla dominanza sociale restano sguarnite. Inoltre, la differenza in termini di valore affettivo tra gli item “I gruppi inferiori dovrebbero restare al proprio posto” e “Aumentare l’uguaglianza sociale migliorerebbe la vita di questo Paese” è praticamente nulla, come è praticamente nulla quella fra gli item “L’uguaglianza fra i gruppi dovrebbe essere il nostro ideale” e “Per andare avanti nella vita qualche volta è necessario passare sopra gli altri”.

Utilizzando la notevole versatilità del modello di Rasch per item con categorie ordinate, sarà possibile in indagini future integrare altri item con quelli di questa prima banca, al fine di tentare di coprire in modo più uniforme le diverse zone del continuum di orientamento alla dominanza sociale. Questo a patto di includere, nelle somministrazioni successive, almeno un item presente in questa banca di item (sarà invece impossibile utilizzare esclusivamente item nuovi, dal momento che i nostri soggetti sono stati intervistati in modo anonimo e non sarà possibile re-intervistarli). In

effetti, una banca di item può essere facilmente arricchita da nuovi item senza ricorrere a pretest a larga scala; è sufficiente, infatti, compiere un’analisi della misura in cui il pattern delle risposte dei soggetti sollecitate da ogni nuovo item è consistente con le stime precedentemente calcolate sugli item già appartenenti a quella data banca ed usati come “item ancora” (Choppin, 1979; Wright & Bell, 1984).

La costruzione di nuovi item di orientamento alla dominanza sociale in lingua italiana potrebbe partire dai sei item che Altemeyer (1998, 88) suggerisce di utilizzare per incrementare la coerenza interna della scala originaria: (a) “Some people are just much better than everyone else, and deserve to have power and control over others”; (b) “This country would be better off if inferior groups stayed in their place”; (c) “The best people should not be expected to accept others as ‘equals’”; (d) “We should strive with our mightiest efforts to increase equality and social justice in our country” (item controscalare); (e) “The poor and the weak deserve the pleasures of life just as much as the rich and powerful people do”; (f) “There should be much more equal opportunity for everyone from birth, regardless of who their parents are” (item controscalare).

Specifica attenzione deve essere rivolta al formato di risposta che attualmente caratterizza la nostra banca di item. Il nostro modello ha infatti soddisfatto tutti i criteri di fit prescelti solo dopo aver condotto un’analisi delle soglie non ordinate e aver aggregato le corrispondenti categorie, pervenendo a un formato di sole tre categorie. Le scale di atteggiamento con un formato a tre categorie sono piuttosto rare: è tradizione, dai tempi di Likert (1932), offrire almeno quattro (o, più frequentemente, cinque) opzioni di risposta agli intervistati. Tuttavia, nel campo degli studi condotti su costrutti simili all’orientamento alla dominanza sociale, esistono almeno due esempi di scale assai rappresentative che hanno utilizzato un formato a tre sole categorie. Si tratta della scala C e della scala S, rispettivamente sviluppate da Wilson (1973; Wilson & Patterson, 1968) e dallo stesso Sidanius (1976) per rilevare il conservatorismo.

A parere di Wilson e Sidanius, il formato a tre categorie è preferibile a quello tradizionale perché rende più agevole sia il processo di risposta degli intervistati, sia la codifica delle loro risposte. Inoltre, si può sostenere che un formato di risposta così ridotto minimizzi l’inquinamento dei dati prodotto dagli effetti di scala, ossia riduca le tendenze idiosincratiche dei rispondenti a utilizzare solo alcune delle categorie loro offerte piuttosto che l’intero set di alternative (Roccato, 2003). Anche Legrenzi, trattando di una scala strutturalmente simile alla scala C ed alla scala S,

scrive che «questo strumento di misura può sembrare rozzo e semplicista. In realtà è efficace perché una semplificazione palese e decisa a priori viene sostituita a semplificazioni occulte “a valle” (semplificazioni fatte cioè dagli interpellati a fronte di domande difficili). Una semplificazione controllata è preferibile all’uso di questionari apparentemente più sofisticati ma anche complessi, dove non sappiamo con certezza che cosa ha risposto veramente ciascun intervistato» (Legrenzi, 1996, 320).

Queste ultime sembrano parole assai sensate, che però non paiono essere suffragate dai dati delle ricerche che hanno sistematicamente confrontato le caratteristiche dei dati ottenuti con scale con un formato di risposta a tre sole categorie con quelli derivanti dalle scale tradizionali. Ad esempio, Schuman e Presser (1981) hanno mostrato che il formato a tre è tendenzialmente troppo restrittivo per i rispondenti, ed ha spesso la conseguenza piuttosto indesiderabile di promuovere artificiosamente il numero delle risposte neutrali che, non esprimendo un’opinione pro o contro l’atteggiamento studiato, sono di gran lunga meno interessanti di quelle esplicitamente connotate in una direzione o nell’altra. Questo risultato è stato recentemente confermato da Bo, Gattino e Roccato (2004), che hanno evidenziato che, se le categorie di risposta sono solo tre, la categoria centrale rischia di diventare un ricettacolo di risposte non estreme che non riescono a trovare una categoria loro adeguata. Costituisce una severa limitazione anche il fatto che un numero basso di categorie di risposta rischia di diminuire la stabilità e il potere discriminante della scala (McKelvie, 1978; Preston & Colman, 2000).

Nel complesso, riteniamo che i costi dei formati di risposta a tre sole categorie siano superiori ai loro benefici. Non a caso, abbiamo condotto alcuni tentativi per arrivare ad ottenere una scala dell’orientamento alla dominanza sociale caratterizzata da almeno quattro categorie di risposta. Purtroppo, questi tentativi non sono stati coronati da successo (anche se, nel complesso, un solo indice di fit non è risultato soddisfacente: si tratta del residuo dell’item della versione 5 “Avremmo meno problemi se trattassimo con maggiore equità i gruppi diversi dal nostro” che ha raggiunto il valore di 2.770). In definitiva, consideriamo desiderabile che lavori futuri si indirizzino allo sviluppo di strumenti di misurazione dell’orientamento alla dominanza sociale caratterizzati da un numero di categorie superiore a quello a cui siamo attualmente pervenuti. Riteniamo che le caratteristiche formali dell’approccio di Rasch rendano tale sviluppo abbastanza agevole, dal momento che con il suo utilizzo «la fase di messa a punto dello strumento e la fase di puro utilizzo

tendono a risultare in parte sovrapposte: ogni utilizzo di uno strumento predisposto può diventare occasione per un’ulteriore fase di messa a punto e affinamento, oppure per un’ulteriore convalida, oppure ancora per una sua critica e successiva dismissione» (Miceli, 2001, 315). Nel modello di Rasch la modifica di una sola caratteristica di una scala implica la necessità di ri-stimare i parametri di tutto il modello. Da ciò consegue che in eventuali successive somministrazioni volte ad aggiungere nuovi item di SDO a quelli individuati nel presente lavoro sarà possibile procedere alla somministrazione dei vecchi item e di quelli nuovi appositamente sviluppati partendo da un formato di risposta più «generoso» di quello a tre che caratterizza la nostra banca di item nella sua versione attuale. La nostra indicazione è quella di sottoporre al nuovo campione tutti gli item nel loro formato di risposta originario, a sette categorie, passando poi alla loro eventuale riduzione in sede di analisi dei dati.

Per concludere, un’ultima annotazione va rivolta alle notevoli opportunità che il modello di Rasch per item con categorie ordinate offre a chi intenda costruire delle scale di atteggiamento. Senza ricorrere ad alcun campione normativo, senza fare alcun assunto distribuzionale delle risposte e senza postulare un’uguale distanza fra le categorie è stato possibile costruire due scale dell’orientamento alla sociale che godono delle proprietà della misurazione. Grazie al modello di Rasch, è stato anche possibile valutare la qualità delle soluzioni ottenute con un livello di approfondimento semplicemente inimmaginabile utilizzando l’approccio tradizionale della teoria classica dei test. Soprattutto, è stata sufficiente la compresenza di un unico item nelle due versioni della scala SDO utilizzate per permetterci di legare fra loro due studi condotti su persone diverse, in luoghi almeno in parte diversi, con due strumenti diversi anche per quel che concerne il formato di risposta. E, come si è detto, la presente banca di item potrà essere ampliata e modificata in seguito alla conduzione di ulteriori indagini, purché esse utilizzino almeno uno degli item che attualmente la compongono.

NOTE

1 _{In entrambi gli studi per la SDO Scale si è usato un formato di risposta diverso da quello delle loro}

versioni originarie (7 categorie), per rendere omogeneo il formato di risposta di tutte le scale comprese nel questionario.

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APPENDICE 1

UNA BANCA DI ITEM PER LA MISURAZIONE DELLA SDO IN ITALIA

Versione 5 Versione 6 Banca di item 1. Certi gruppi di persone sono semplicemente non uguali

ad altri.

X

2. Alcune persone sono più meritevoli di altre. X X

3. Questo Paese sarebbe più ricco se ci preoccupassimo meno della questione dell’uguaglianza.

X X

4. Alcune persone sono semplicemente più degne di altre. X X

5. Non è un problema se nella vita alcune persone hanno più opportunità di altre.

X X

6. Alcune persone sono semplicemente inferiori ad altre. X X

7. Per andare avanti nella vita qualche volta è necessario passare sopra gli altri.

X X

8. Aumentare l’eguaglianza economica sarebbe un bene per tutti.

X X

9. Aumentare l’uguaglianza sociale migliorerebbe la vita di questo Paese.

X X X

10. Avremmo meno problemi se trattassimo con maggiore equità i gruppi diversi dal nostro.

X X

11. In un mondo ideale tutte le nazioni sarebbero uguali. X 12. Tutti gli esseri umani dovrebbero essere trattati alla

stessa maniera.

X X

13. È importante trattare le altre nazioni con equità. X 14. A tutti i gruppi dovrebbero essere date uguali opportunità

nella vita.

X X

15. Sarebbe una buona cosa se tutti i gruppi potessero essere uguali.

X

16. Bisogna mantenere ogni gruppo al posto che gli compete. X 17. È una cosa positiva che certi gruppi stiano in alto ed altri

in basso.

X X

18. Alcuni gruppi di persone sono semplicemente inferiori rispetto ad altri gruppi.

X X

19. Nessun gruppo dovrebbe dominare nella società. X

20. Dovremmo fare il possibile per rendere uguali le condizioni di tutti i gruppi.

21. L’uguaglianza fra i gruppi dovrebbe essere il nostro ideale.

X X

22. I gruppi inferiori dovrebbero restare al loro posto. X X

23. Per fare strada nella vita, a volte è necessario passare sopra gli altri gruppi.

X

24. Avremmo meno problemi se trattassimo la gente in modo più equo.

X

25. Avremmo meno problemi se tutti i gruppi restassero al posto che loro compete.

X

26. Per ottenere quello che si vuole, a volte è necessario usare la forza contro altri gruppi.

X

27. È giusto che nella vita alcuni gruppi abbiano più opportunità di altri.

X X

28. Dovremmo sforzarci affinché tutti guadagnino cifre simili.

X

TABELLA 1

Principali statistiche della versione 5 della SDO scale

χ2 _{df p(χ}2_{) PSI }

10 item, 3 categorie 33.700 36 .578 .719 .90

TABELLA 2

Caratteristiche degli item della versione 5 della SDO scale

δ SE Residuo χ2 _p(χ2₎

1. Aumentare l’uguaglianza sociale migliorerebbe la vita di questo Paese.*

-.825 .09 -.284 1.454 .830

2. Questo Paese sarebbe più ricco se ci preoccupassimo meno della questione dell’uguaglianza.

.596 .11 1.119 1.483 .825

3. Per andare avanti nella vita qualche volta è necessario passare sopra gli altri.

-.208 .11 1.203 1.716 .782

4. Alcune persone sono semplicemente inferiori ad altre.

.159 .10 -1,107 1.797 .767

5. Aumentare l’eguaglianza economica sarebbe un bene per tutti.*

.198 .11 -.180 2.842 .573

6. Alcune persone sono semplicemente più degne di altre.

-.748 .11 .551 3.594 .449

7. Non è un problema se nella vita alcune persone hanno più opportunità di altre.

.128 .11 .506 4.007 .389

8. Tutti gli esseri umani dovrebbero essere trattati alla stessa maniera.*

.846 .12 -.551 4.363 .342

9. Avremmo meno problemi se trattassimo con maggiore equità i gruppi diversi dal nostro.*

1.406 .12 -.551 5.375 .231

10. Alcune persone sono più meritevoli di altre. -1.553 .11 .532 7.068 .109

TABELLA 3

Versione 5 della SDO scale: ordinamento delle soglie

τ1 τ2

1. Aumentare l’uguaglianza sociale migliorerebbe la vita di questo Paese.* -1.034 1.034 2. Questo Paese sarebbe più ricco se ci preoccupassimo meno della questione

dell’uguaglianza.

-1.304 1.304

3. Per andare avanti nella vita qualche volta è necessario passare sopra gli altri.

-2.009 2.009

4. Alcune persone sono semplicemente inferiori ad altre. -.780 .780 5. Aumentare l’eguaglianza economica sarebbe un bene per tutti.* -1.992 1.992 6. Alcune persone sono semplicemente più degne di altre. -1.718 1.718 7. Non è un problema se nella vita alcune persone hanno più opportunità di

altre.

-1.808 1.808

8. Tutti gli esseri umani dovrebbero essere trattati alla stessa maniera.* -.335 .335 9. Avremmo meno problemi se trattassimo con maggiore equità i gruppi

diversi dal nostro.*

-2.326 2.326

10. Alcune persone sono più meritevoli di altre. -1.845 1.845

TABELLA 4

Principali statistiche della versione 6 della SDO scale

χ2 _{df p(χ}2_{) PSI }

TABELLA 5

Caratteristiche degli item della versione 6 della SDO scale

δ SE Residuo χ2 _p(χ2₎

1. Aumentare l’uguaglianza sociale migliorerebbe la vita di questo paese.*

-.335 .08 .524 1.685 .995

2. A tutti i gruppi dovrebbero essere date uguali opportunità nella vita.*

-.362 .08 -.005 3.231 .953

3. È una cosa positiva che certi gruppi stiano in alto ed altri in basso.

.534 .09 -.419 8.245 .495

4. L’uguaglianza fra i gruppi dovrebbe essere il nostro ideale.*

.280 .09 1.157 8.763 .443

5. È giusto che nella vita alcuni gruppi abbiano più opportunità di altri.

.659 .09 .709 9.403 .383

6. Dovremmo fare il possibile per rendere uguali le condizioni di tutti i gruppi.*

-.932 .08 -.992 12.551 .159

7. I gruppi inferiori dovrebbero restare al loro posto. -.336 .08 1.202 14.018 .095 8. Alcuni gruppi di persone sono semplicemente

inferiori rispetto ad altri gruppi.

TABELLA 6

Ordinamento delle soglie della versione 6 della SDO scale

τ1 τ2

1. Aumentare l’uguaglianza sociale migliorerebbe la vita di questo paese.*

-1.115 1.115

2. A tutti i gruppi dovrebbero essere date uguali opportunità nella vita.* -.560 .560 3. È una cosa positiva che certi gruppi stiano in alto ed altri in basso. -2.212 2.212 4. L’uguaglianza fra i gruppi dovrebbe essere il nostro ideale. -2.136 2.136 5. È giusto che nella vita alcuni gruppi abbiano più opportunità di altri. -1.654 1.654 6. Dovremmo fare il possibile per rendere uguali le condizioni di tutti i

gruppi.*

-.753 .753

7. I gruppi inferiori dovrebbero restare al loro posto. -.100 .100 8. Alcuni gruppi di persone sono semplicemente inferiori rispetto ad altri

gruppi.

TABELLA 7

Una banca di item per la misurazione della SDO in Italia

δ Provenienza

1. Alcune persone sono più meritevoli di altre. -1.371 5

2. Dovremmo fare il possibile per rendere uguali le condizioni di tutti i gruppi.*

-1.240 6

3. A tutti i gruppi dovrebbero essere date uguali opportunità nella vita.*

-.670 6

4. I gruppi inferiori dovrebbero restare al loro posto. -.644 6 5. Aumentare l’uguaglianza sociale migliorerebbe la vita di questo

Paese.*

-.643 5

6. Alcune persone sono semplicemente più degne di altre. -.566 5 7. L’uguaglianza fra i gruppi dovrebbe essere il nostro ideale.* -.028 6 8. Per andare avanti nella vita qualche volta è necessario passare

sopra gli altri.

-.026 5

9. Alcuni gruppi di persone sono semplicemente inferiori rispetto ad altri gruppi.

.185 6

10. È una cosa positiva che certi gruppi stiano in alto ed altri in basso.

.226 6

11. Non è un problema se nella vita alcune persone hanno più opportunità di altre.

.310 5

12. Alcune persone sono semplicemente inferiori ad altre. .341 5 13. È giusto che nella vita alcuni gruppi abbiano più opportunità di

altri.

.351 6

14. Aumentare l’eguaglianza economica sarebbe un bene per tutti.* .380 5 15. Questo Paese sarebbe più ricco se ci preoccupassimo meno della

questione dell’uguaglianza.

.778 5

16. Tutti gli esseri umani dovrebbero essere trattati alla stessa maniera.*

1.028 5

17. Avremmo meno problemi se trattassimo con maggiore equità i gruppi diversi dal nostro.*

1.588 5

FIGURA 1

FIGURA 2