Este estudo apresenta a tradução e validação inicial da Escala de Preconceito Sexual no Esporte (SPSS) para uso no Brasil e em Portugal. A escala contém 19 itens e está organizada em 3 subescalas: Rejeição Aberta, Negação de Visibilidade e Desempenho de Gênero. Participaram do estudo 618 estudantes universitários atletas (348 brasileiros e 270 portugueses), que responderam a um questionário sociodemográfico, à SPSS e à Escala Multidimensional de Atitudes em Relação a Lésbicas e Gays (EMAFLG). Foram realizadas análises fatoriais confirmatórias, testes de confiabilidade, de validade convergente e discriminante, e uma avaliação de invariância entre os países. As subescalas Rejeição Aberta e Desempenho de Gênero apresentaram propriedades psicométricas adequadas em ambos os países. No entanto, a subescala Negação de Visibilidade apresentou problemas de validade discriminante, especialmente na amostra brasileira. As correlações com a Escala Multidimensional de Atitudes em Relação a Lésbicas e Gays (EMAFLG) monstraram validade convergente satisfatória. Foram observadas diferenças significativas nos níveis de preconceito entre os países, com escores mais elevados em Portugal. Conclui-se que há evidências preliminares positivas sobre as qualidades psicométricas da SPSS, sobretudo em Portugal.
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Como Citar
Gomes, V. O., & Pereira, H. (2024). Escala de preconceito sexual no esporte: tradução e análise psicométrica. Revista de Estudios e Investigación en Psicología y Educación, 11(2), Artigo e11086. https://doi.org/10.17979/reipe.2024.11.2.11086
Departamento de Psicologia e Educação, Faculdade de Ciências Sociais e Humanas, Universidade da Beira Interior: https://www.ubi.pt/ Covilhã – Portugal
Oliveira Gomes and Pereira: Escala de preconceito sexual no esporte: tradução e análise psicométrica
O preconceito sexual pode ser caracterizado como uma postura negativa em relação a
indivíduos com base na sua identificação com grupos não heterossexuais, como pessoas
lésbicas, gays ou bissexuais e suas comunidades (; ). É um conceito amplo que inclui homofobia, homonegativismo, heterossexismo e, mais
recentemente, transfobia e bifobia ().
Os níveis de discriminação contra pessoas LGBTQIA+ variam globalmente, apesar de avanços
legais em alguns países. Em Portugal, importantes avanços legislativos têm garantido
direitos civis às minorias sexuais, incluindo a inclusão da orientação sexual na Constituição
e o acesso ao casamento civil entre pessoas do mesmo sexo (). No Brasil, também houve progressos, como o reconhecimento da união estável entre
pessoas do mesmo sexo, equiparação das penas por ofensas a homossexuais e transexuais
às de racismo, mas a violência contra pessoas LGBTQIA+ permanece um problema grave
().
No contexto esportivo, a discriminação contra gays e lésbicas se intensifica, pois
o esporte tem sido historicamente um domínio patriarcal e de masculinidade tradicional
(). Mesmo com mudanças sociais contemporâneas, o esporte continua sendo um dos setores
mais resistentes à inclusão de minorias sexuais, mantendo uma forte inclinação para
a masculinidade convencional ().
A literatura aponta para desafios significativos relacionados à diversidade sexual
no esporte. Esses desafios podem se manifestar de diversas formas, incluindo comentários
inadequados (), práticas discriminatórias (), disparidades de oportunidades, dificuldades de integração social e impactos na
saúde mental (). Como consequência, alguns atletas gays e lésbicas podem optar por não revelar sua
orientação sexual durante suas carreiras ().
Contudo, estudos recentes apontam para uma mudança gradual nas atitudes em relação
à diversidade sexual no esporte. observou uma diminuição significativa na homofobia entre atletas universitários nos
Estados Unidos, enquanto documentaram atitudes mais positivas entre jogadores de futebol no Reino Unido. Expandindo
essas observações, refinaram a teoria da masculinidade inclusiva, propondo que em muitas sociedades
ocidentais há uma diminuição da homofobia institucionalizada, permitindo expressões
mais amplas de masculinidade e maior aceitação de atletas LGBTQ+. Embora essas mudanças
variem entre culturas e contextos, essas pesquisas indicam uma tendência positiva
em direção a ambientes esportivos mais inclusivos em alguns contextos, apesar dos
desafios persistentes.
Muitos estudos que investigam o preconceito sexual em esferas esportivas utilizam
escalas como a Attitudes Toward Lesbians and Gay Men () e a Escala Multidimensional de Atitudes Face a Lésbicas e a Gays (EMAFLG), validada
em Portugal e no Brasil (; ). Contudo, essas escalas não são específicas para o contexto esportivo, que possui
estereótipos e preconceitos particulares. A literatura sobre preconceito sexual distingue
formas tradicionais (ataques físicos e verbais) e sutis (silêncio, negação, promoção
da heterossexualidade) de preconceito, aplicáveis ao contexto esportivo (; ). Apesar da existência de estudos quantitativos sobre o tema em outros países (; ; ; ), esta temática permanece inexplorada nos contextos português e brasileiro, evidenciando
uma lacuna significativa na pesquisa.
A Sexual Prejudice in Sport Scale (SPSS) foi desenvolvida por como uma ferramenta específica para avaliar o preconceito sexual contra atletas e
treinadores gays e lésbicas no âmbito esportivo. Os autores realizaram dois estudos
na Itália, estabelecendo a estrutura de fatores da SPSS e testando sua confiabilidade
e validade. A análise fatorial exploratória resultou em três fatores (Rejeição Aberta,
Negação de Visibilidade e Desempenho de Gênero), explicando 62,73% da variância total.
A confiabilidade interna foi alta, com coeficientes alfa de Cronbach variando de .71
a 0.93 para as subescalas e pontuação total.
aplicaram a SPSS em um estudo com 113 jovens atletas gays e lésbicas italianos, encontrando
que maiores níveis de preconceito sexual no esporte estavam associados a maior dificuldade
no processo de coming out. A confiabilidade da SPSS neste estudo foi confirmada, com
alfas de Cronbach variando de .78 a .91 para as subescalas. Estes estudos, embora
ainda limitados em número e concentrados principalmente no contexto italiano, fornecem
evidências iniciais da validade e confiabilidade da SPSS, bem como de sua utilidade
para examinar as complexas dinâmicas do preconceito sexual contra gays e lésbicas
no esporte.
Devido à necessidade de aceder às manifestações de preconceito sexual mais sutis expressas
na atualidade, por meio de novas abordagens psicométricas capazes de captar a sua
complexidade, e tendo em conta a inexistência de um instrumento em língua portuguesa
que avalie o preconceito sexual contra gays e lésbicas no desporto, realizou-se um
estudo com o objetivo de traduzir e avaliar as propriedades psicométricas iniciais
da Escala de Preconceito Sexual no Esporte para uso no contexto brasileiro e português.
Especificamente, buscou-se examinar a estrutura fatorial, confiabilidade e validade
da SPSS em uma amostra de conveniência de estudantes universitários atletas no Brasil
e em Portugal.
Método
Participantes
Participaram deste estudo 618 estudantes do ensino superior, dos quais 348 eram brasileiros
e 270 portugueses. A média de idade dos participantes brasileiros foi de 25 anos (DP=7.0) e dos participantes portugueses foi de 23 anos (DP=5.0).
No total, 52.3% eram mulheres e 47.7% homens. A distribuição de gênero variou entre
os países, com o Brasil tendo mais participantes cisgênero femininos (60.6%) e Portugal
mais participantes cisgênero masculinos (58.5%). Quanto à orientação sexual, a maioria
era heterossexual (62.8%), seguida por bissexuais (24.9%), gay/lésbica (10.5%) e outro/pansexual
(1.8%). O Brasil teve uma proporção maior de heterossexuais (67.0%) e gay/lésbica
(15.8%), enquanto Portugal teve mais bissexuais (34.8%) e foi o único com participantes
na categoria outro/pansexual (4.1%).
Este estudo focou em estudantes universitários atletas para compreender as atitudes
em relação à diversidade sexual no contexto da educação superior e do esporte.
Instrumentos
Foi utilizado um questionário sociodemográfico e duas escalas que se descrevem a seguir.
Escala de preconceito sexual no esporte (tradução de Sexual prejudice in Sport Scale
- SPSS; )
É um instrumento de 19 itens que avalia atitudes em relação a gays e lésbicas no esporte.
Cada item está associado a uma escala Likert de 7 pontos variando de 1 (discordo totalmente)
a 7 (concordo totalmente), em que uma pontuação maior na escala indica maiores atitudes
negativas. A análise fatorial exploratória realizada por resultou em três fatores ou subescalas explicando 62.73% da variância: i) rejeição
aberta (Open-rejection - OR), com 7 itens e refletem o preconceito explícito; ii)
negação de visibilidade (Denial of visibility - DV), com 5 itens e abrange atitudes
de negação da presença de gays e lésbicas no esporte; iii) desempenho de gênero (Gendering
performance - GP), com 7 itens e se refere à atribuição de habilidades esportivas
baseadas em estereótipos de gênero.
Exemplos de itens para cada subescala incluem: “Acredito que atletas LG [lésbicas
e gays] não deveriam declarar abertamente sua orientação sexual, mesmo se quiserem”
(Negação de Visibilidade); “Pessoas LG não deveriam ser permitidas como treinadores”
(Rejeição Aberta); e “Mulheres lésbicas têm mais probabilidade de se tornarem líderes
do que mulheres heterossexuais” (Desempenho de Gênero). A versão completa da escala
pode ser encontrada no Apêndice.
Os escores das subescalas são calculadas pela média dos itens. A escala demonstrou
boa consistência interna em ambos os grupos (heterossexuais e gays/lésbicas), com
valores de alfa de Cronbach (α) variando de .71 a .93 para as subescalas e pontuação
total.
Escala Multidimensional de Atitudes Face a Lésbicas e a Gays; EMAFLG
Validada em Portugal () e no Brasil (). É um instrumento de 27 itens avaliados em uma escala Likert de 6 pontos (1 = discordo
completamente; 6 = concordo completamente). A EMAFLG inclui três subescalas negativas:
Homopatologização (5 itens), que avalia os juízos patologizadores e morais sobre a
homossexualidade; Rejeição de Proximidade (10 itens), que mede o evitamento de contato
com lésbicas e gays em diversos contextos e o desconforto na sua presença, e Heterossexismo
Moderno (7 itens), que se refere às manifestações contemporâneas de preconceito contra
lésbicas e gays no que diz respeito à conjugalidade e parentalidade. Possui também
uma subescala positiva: Suporte (5 itens), que avalia a legitimidade da defesa dos
direitos de lésbicas e gays. Exemplos de itens para cada subescala incluem: “Os gays
e as lésbicas enervam-me” (Rejeição da Proximidade); “A homossexualidade é uma perturbação
psicológica” (Homopatologização); “A legalização do casamento entre pessoas do mesmo
sexo irá abalar os princípios fundamentais da sociedade” (Heterossexismo Moderno);
e “As organizações que promovem os direitos dos homossexuais são necessárias” (Suporte).
A consistência interna da escala total é adequada (α = .87), assim como a das subescalas:
Homopatologização (α = .86), Rejeição de Proximidade (α= .91), Heterossexismo Moderno
(α = .79) e Suporte (α = .83).
Procedimento
A escala Sexual prejudice in Sport Scale - SPSS () foi traduzida seguindo o procedimento de tradução e retradução (). O processo incluiu autorização dos autores originais, tradução para português,
retradução para inglês, comparação das versões por pesquisadores, aprovação final
dos autores originais e um estudo piloto com 80 estudantes universitários no Brasil
e Portugal. O estudo piloto confirmou a clareza e compreensibilidade do questionário.
A coleta de dados ocorreu entre março e setembro de 2020 no Brasil e em Portugal,
através de um questionário online anônimo distribuído para universidades e organizações
esportivas. O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética da Universidade da Beira Interior
(Portugal) e da Universidade Federal de Jataí (Brasil) (n. 44341021.4.0000.8155).
Os critérios de inclusão foram: estudantes universitários atletas maiores de 18 anos,
que preencheram completamente os questionários e aceitaram os termos de consentimento:
Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE - Brasil) e o Termo de Consentimento
Informado (TCI - Portugal).
Análise de dados
A sensibilidade psicométrica dos itens foi avaliada por assimetria e curtose, com
limites de 3 e 7, respectivamente (). Devido à não-normalidade, usou-se a correlação de Spearman. A validade de construto
foi estabelecida por validade fatorial, convergente e discriminante (). Realizaram-se análises fatoriais confirmatórias separadas para as amostras portuguesa
e brasileira, considerando possíveis diferenças culturais que poderiam influenciar
a estrutura fatorial da escala. Esta abordagem permitiu examinar a consistência da
estrutura fatorial da SPSS entre os contextos culturais, avaliar a invariância da
medida entre os países e identificar possíveis adaptações necessárias para cada contexto
específico. A validade fatorial foi analisada por Análise Fatorial Confirmatória usando
o método Mínimos Quadrados Ponderados (DWLS) no JASP 0.18.0, escolhido por sua robustez
para dados categóricos e ordinais não-normais ().
O modelo de 3 subescalas foi considerado válido com base nos seguintes critérios:
cargas fatoriais > .40; índices de ajuste a Razão da Estatística do Qui-quadrado pelos
graus de liberdade /gl) inferior a 2.0; Standardized Root Mean Square Residual () < .06; Root Mean Square Error of Approximation () < .08; Incremental Fit Index (IFI) > .90; Comparative Fit Index (CFI) e Tucker Lewis
Index () > .95. A validade convergente foi verificada pela Variância Extraída Média (VEM
≥ .50), e a discriminante pelos critérios de Fornell-Larcker e e pelo critério Heterotrait-monotrait
ratio (HTMT > .90) e por limite superior (LS) do HTMT (HTMT > 1.0; p > .05). A confiabilidade foi avaliada pela Confiabilidade Composta e alfa de Cronbach
(α > .7). Realizaram-se correlações item-total, entre subescalas, e entre SPSS e EMAFLEG.
A invariância entre grupos foi avaliada por ΔCFI ≥ - .010 e ΔRMSEA ≤ .015 (). O estudo utilizou bootstrapping com 5000 amostras.
Resultados
Validade fatorial
O Kaiser-Meyer-Olkin Test (KMO) apresentou valores adequados em ambas as amostras
(KMO Brasil = .91; KMO Portugal = .88), acima do mínimo recomendado de .60 (). O Measure of Sampling Adequacy (MSA) foram adequados em ambas as amostras, variando
de .67 a .94 na amostra brasileira e de .75 a .97 na amostra portuguesa ().
O modelo de Portugal apresentou apresentou excelente ajuste em todos os índices (Tabela 1). O /gl, SRMR, GFI, IFI, TLI, CFI e RMSEA atenderam aos valores recomendados na literatura
(; ). O modelo do Brasil mostrou ajuste razoável. Apesar de algumas limitações no ajuste
absoluto, os índices incrementais foram adequados, com CFI de .99 ().
Tabela 1Resultados da Análise Fatorial Confirmatória - Índices globais de ajustamento
Nota Comparative Fit Index (CFI), Goodness of Fit Index (GFI), Root Mean Square Error of
Approximation (RMSEA), Standardized Root Mean Residual (SRMR), Tucker Lewis Index
(TLI)
* p < .005
As Figuras 1 e 2 apresentam a adequação dos dados para a estrutura fatorial com três subescalas da
SPSS, realizada por meio da análise fatorial confirmatória. Especificamente, para
Portugal (Figura 1), todas as subescalas apresentaram confiabilidade composta adequada, com alphas de
Cronbach acima do recomendado mínimo de .7. As cargas fatoriais também se revelaram
altas, com a maioria dos indicadores (84%) saturando fortemente nos construtos latentes
esperados. O processo de bootstrapping confirmou a estabilidade desses parâmetros.
Já para o Brasil (Figura 2), observa-se uma queda na confiabilidade composta da subescala Negação de Visibilidade
(DV), com alpha abaixo do ideal. Além disso, vários indicadores dessa subescala e
de Desempenho de Gênero (GP) apresentaram cargas fatoriais abaixo do recomendado (>
.5), diferentemente de Portugal.
Figura 1Estrutura da SPSS baseada na análise fatorial confirmatória em Portugal
Nota: Os valores indicam a carga fatorial de cada item e o valor de α de cada subescala.
OR: rejeição aberta; DV: negação de visibilidade; GP: desempenho de gênero.
Figura 2Estrutura da SPSS baseada na análise fatorial confirmatória no Brasil
Nota: Os valores indicam a carga fatorial de cada item e o valor de α de cada subescala.
OR: rejeição aberta; DV: negação de visibilidade; GP: desempenho de gênero.
Validade convergente e discriminante
A Tabela 2 apresenta a Variância Extraída Média (VEM) e a confiabilidade composta (pc) referentes às 3 subescalas da SPSS para as amostras de Brasil e Portugal. Também
são reportados os quadrados das correlações de Pearson entre os pares de subescalas
para avaliação da validade discriminante, tendo em conta o critério de Fornell-Larcker
e HTMT.
Tabela 2Critérios Fornell-Larker e Heterotrait-monotrait ratio (HTMT)
Portugal
Brasil
DV
GP
OR
DV
GP
OR
Negação de visibilidade
.64
.61
Desempenho de gênero
.67
.79
.71
.68
Rejeição aberta
.65
.76
.83
.74
.78
.83
Alpha de Cronbach
.67
.90
.92
.58
.81
.92
Confiabilidade composta
.77
.92
.83
.71
.85
.83
Variância Média Extraída
.41
.63
.92
.37
.46
.92
HTMT
Negação de visibilidade
Desempenho de gênero
.73
.85
Rejeição aberta
.69
.81
.84
.82
A análise psicométrica revelou problemas consistentes com a subescala Negação de Visibilidade
(DV) em ambos os países. O critério Fornell-Larker e HTMT indicaram validade discriminante
inadequada para DV. Embora todas as subescalas tenham apresentado confiabilidade composta
adequada, a DV mostrou Variância Média Extraída (VME) abaixo do recomendado no Brasil
(.37) e Portugal (.41). Esses resultados sugerem que a subescala DV necessita de revisão
para melhorar suas propriedades psicométricas em ambos os contextos culturais.
Nestas situações, uma opção seria eliminar variáveis observadas ou mensuradas das
dimensões que apresentam esse valor. No entanto, esses pontos de corte não são inflexíveis.
Nesse sentido, optou-se por testar a validade do modelo por meio do crossloading (Tabela 3).
Tabela 3Matriz de cargas fatoriais (crossloadings)
Portugal (n = 270)
Brasil (n = 340)
Ítems
DV
GP
OR
DV
GP
OR
Item 1
.72
.43
.49
.79
.56
.51
Item 6
.50
.27
.20
.36
.18
.16
Item 10
.81
.67
.66
.86
.66
.78
Item 14
.59
.33
.28
.19
.14
.09
Item 19
.50
.20
.15
.57
.32
.33
Item 3
.42
.71
.43
.22
.53
.29
Item 5
.45
.69
.45
.24
.43
.22
Item 8
.61
.87
.69
.66
.79
.60
Item 11
.60
.82
.76
.60
.75
.73
Item 13
.62
.84
.65
.49
.71
.54
Item 15
.42
.80
.47
.32
.61
.32
Item 17
.51
.79
.66
.55
.82
.70
Item 2
.51
.54
.76
.68
.73
.93
Item 4
.52
.61
.85
.63
.64
.80
Item 7
.65
.64
.77
.50
.55
.71
Item 9
.54
.63
.76
.61
.50
.66
Item 12
.51
.69
.88
.68
.75
.89
Item 16
.51
.66
.89
.60
.65
.87
Item 18
.55
.66
.87
.63
.73
.92
Nota OR: rejeição aberta; DV: negação de visibilidade; GP: desempenho de gênero. Todas
as cargas fatoriais são significantes a p < .001. As cargas cruzadas altas foram destacadas em itálico e negrito.
A análise das cargas fatoriais e cruzadas na Tabela 3 confirma a validade discriminante geral, mas revela problemas com quatro itens (10,
11, 12 e 17). Estes itens apresentaram cargas cruzadas altas em múltiplos construtos,
indicando possível sobreposição conceitual, especialmente entre as subescalas GP e
OR. O item 10 mostrou cargas similares em DV e OR no Brasil, enquanto os itens 11,
12 e 17 tiveram cargas altas e semelhantes em GP e OR em ambos os países. Esses resultados
sugerem a necessidade de refinamento nos indicadores ou na modelagem para melhorar
a discriminação entre os construtos.
Correlações de Spearman foram utilizadas para avaliar a validade convergente entre
a SPSS e a EMAFLG, devido à não-normalidade dos dados. Encontraram-se correlações
estatisticamente significativas (p < .001) entre os escores totais e subescalas de ambos os instrumentos nas duas amostras
(Tabela 4). A pontuação total da SPSS mostrou correlação moderada com o escore total da EMAFLG
no Brasil (r = .39) e em Portugal (r = .32). As correlações mais fortes foram observadas entre construtos teoricamente
similares, notadamente entre Rejeição Aberta (OR) da SPSS e Rejeição da Proximidade
(RP) da EMAFLG, tanto no Brasil (r = .57) quanto em Portugal (r = .58).
Tabela 4Correlações entre a pontuação total do SPSS, as subescalas do SPSS, a EMAFLG e suas
subescalas para Brasil e Portugal
Nota Subescalas da SPSS: OR = rejeição aberta; DV = negação de visibilidade; GP = desempenho
de gênero. Subescalas da EMAFLG: RP = rejeição da proximidade; HP = homopatologização;
HM = heterossexismo moderno; SP = Suporte.
* p< .05
** p < .01
*** p < .001
Foram encontradas correlações significativas e na direção esperada entre as subescalas
dos dois instrumentos. A subescala Suporte da EMAFLG, que mede apoio aos direitos
de gays e lésbicas correlacionou-se negativamente com as três subescalas de preconceito
sexual da SPSS. As subescalas que medem visões negativas (Rejeição da Proximidade
e Homopatologização) mostraram associações positivas com o preconceito. Estes resultados
sugerem que ambos os instrumentos estão convergindo e medindo construtos associados,
conforme esperado teoricamente.
Confiabilidade
A maioria das subescalas apresentou estimativas de confiabilidade adequadas em ambos
os países. Os alphas de Cronbach variaram de .58 (marginal) a .92, e a confiabilidade
composta de .71 a .94. Considerando que a confiabilidade composta é um melhor estimador
da confiabilidade do construto (), esses resultados indicam que, em geral, os itens de cada subescala demonstram confiabilidade
e consistência interna dentro dos parâmetros recomendados pela literatura psicométirica.
A Tabela 5 apresenta as médias, desvios-padrão e estimativas de consistência interna para as
subescalas e escore total da escala de preconceito sexual nas amostras do Brasil e
Portugal.
Tabela 5Média das subescalas e estimativas de consistência interna da SPSS para Brasil e Portugal
Brasil (n = 340)
Portugal (n = 270)
M (DP)
α
pc
M (DP)
α
pc
Rejeição aberta
1.23 (.55)
.92
.94
1.53 (.84)
.92
.94
Negação de visibilidade
2.16 (.87)
.58
.71
2.67 (1.18)
.67
.77
Desempenho de gênero
1.66 (.76)
.81
.85
1.86 (1.00)
.90
.92
SPSS Total
1.63 (.59)
.86
--
1.95 (.85)
.91
--
Os coeficientes α mostraram índices adequados (acima de .70) nas amostras de ambos
os países, indicando boa consistência interna e confiabilidade da SPSS nos dois países.
Comparativamente, o grupo português apresentou escores significativamente mais altos
em rejeição aberta, negação de visibilidade e no total da SPSS, exceto na subescala
de desempenho de gênero, onde as médias foram equivalentes. Estes resultados sugerem
atitudes mais preconceituosas em relação a gays e lésbicas na amostra portuguesa em
comparação à brasileira, com exceção da avaliação de desempenho de gênero e, em menor
grau, na escala total da SPSS.
Em relação à invariância, o modelo de mensuração apresentou bom ajuste aos dados em
ambos os grupos quando nenhuma restrição de igualdade entre os parâmetros foi imposta
(CFI = .98; RMSEA = .03). Isso suporta a invariância configural, indicando que o modelo
fatorial de três subescalas é válido tanto para a amostra do Brasil quanto para a
amostra de Portugal. No entanto, ao impor igualdade nas cargas fatoriais entre os
grupos, observou-se uma piora considerável no ajuste do modelo (CFI = .86; RMSEA =
.10; ΔCFI = -.11; ΔRMSEA = .06), com índices de modificação sugerindo falta de invariância
métrica para vários indicadores, como nos itens 3, 14 e 19. A imposição de igualdade
nas cargas fatoriais e interceptos resultou em deterioração adicional do ajuste CFI
= .73; RMSEA = .13; ΔCFI = -.24; ΔRMSEA = .10), com índices de modificação indicando
possível falta de invariância em vários parâmetros entre os grupos.
Discussão
O presente estudo descreveu o processo inicial de validação transcultural da SPSS,
uma medida de preconceito sexual em relação a gays e a lésbicas no esporte, para o
português brasileiro e europeu.
A validade fatorial da estrutura trifatorial original da SPSS () foi parcialmente confirmada. A subescala Rejeição Aberta, relacionada a atitudes
preconceituosas flagrantes contra gays e lésbicas, apresentou robusta confiabilidade,
validade convergente e discriminante nos dois países. Esse achado é consistente com
estudos prévios que destacam o preconceito sexual aberto como uma barreira para a
inclusão de gays e lésbicas no esporte (; ). A subescala Desempenho de Gênero também demonstrou propriedades psicométricas adequadas
em ambos os contextos. Isso corrobora achados de que no esporte persistem estereótipos
e expectativas rígidas sobre papéis de gênero e desempenho atlético baseado na orientação
sexual (). Contudo, a subescala Negação de Visibilidade apresentou problemas psicométricos,
especialmente fraca validade discriminante no Brasil, possivelmente por essa dimensão
capturar formas mais sutis e implícitas de preconceito ().
Sobre a confiabilidade, a maioria das subescalas apresentaram α e confiabilidade composta
dentro de parâmetros satisfatórios em ambas as amostras, à exceção da subescala Negação
de Visibilidade no Brasil, que evidenciou α limítrofe de .58. Em Portugal, a VME da
subescala também foi marginalmente inadequado (.41), embora as demais subescalas tenham
demonstrado validade de construto satisfatória nos dois países (VME ≥ .46). Em geral,
esses achados corroboram os valores adequados de consistência interna relatados por
para a população italiana.
As correlações entre a SPSS e a EMAFLG evidenciaram validade convergente satisfatória.
Os coeficientes mais fortes emergiram entre as subescalas teoricamente similares dos
dois instrumentos. Isso sinaliza que a SPSS converge com uma escala já validada para
mensurar preconceito sexual contra gays e lésbicas (; ). Quanto às diferenças culturais, Portugal apresentou médias significativamente mais
altas de preconceito sexual contra gays e lésbicas do que o Brasil na maior parte
das dimensões da SPSS. Esse contraste é notável, considerando os recentes avanços
legais para a população LGBT em Portugal (), sugerindo que mudanças culturais na aceitação da diversidade sexual podem ocorrer
mais lentamente que transformações institucionais e políticas ().
Embora, os resultados descritivos indiquem que os participantes portugueses reportaram
escores significativamente mais elevados do que os brasileiros em todas as subescalas
de preconceito sexual, observou-se maior variabilidade nas respostas. Em conjunto,
esses achados sugerem inconsistências predominantes no subescala Negação de Visibilidade,
particularmente na amostra brasileira. A falta de precisão e confiabilidade da subescala,
capturada pelo alpha de Cronbach e pelo teste de validade convergente, se confirmou
também na sua confiabilidade composta reduzida.
No que se refere à invariância métrica e escalar da SPSS, apenas a invariância configural
foi estabelecida, indicando que o modelo fatorial de três subescalas é válido nos
dois países. A inconsistência da estrutura fatorial no presente estudo pode refletir
variações culturais nos padrões de preconceito sexual contra gays e lésbicas entre
os países. Conforme discutido por , as atitudes em relação à orientação sexual são contextualmente dependentes, podendo
assumir contornos distintos em diferentes culturas.
Os achados do presente estudo ratificam pesquisas prévias que apontam para uma associação
entre preconceito sexual e visões negativas sobre gays e lésbicas (). Desse modo, expectativas estereotipadas sobre comportamentos de gênero associam-se
ao endosso da heterossexualidade como único padrão válido de orientação sexual e identidade
de gênero. Conforme , diferentes formas de preconceito contra gays e lésbicas se articulam entre si, o
que traz implicações para a perpetuação de sistemas que mantêm a marginalização de
indivíduos não-heterossexuais nos âmbitos social e institucional, incluindo a educação
superior e o esporte. Logo, abordagens interseccionais e multinível são necessárias
para desmantelar atitudes discriminatórias baseadas em orientação sexual e identidade
de gênero de maneira efetiva.
Conclusão
Este estudo fornece evidências iniciais para a validade e confiabilidade da versão
brasileira e portuguesa da Escala de Preconceito Sexual no Esporte (SPSS) em amostras
de estudantes universitários atletas. A estrutura trifatorial original foi parcialmente
confirmada, com as subescalas de Rejeição Aberta e Desempenho de Gênero demonstrando
propriedades psicométricas satisfatórias em ambos os países. Estas dimensões podem
ser utilizadas para avaliar, respectivamente, atitudes preconceituosas flagrantes
e estereótipos de gênero em relação a gays e a lésbicas no contexto esportivo. A subescala
de Negação de Visibilidade, entretanto, apresentou limitações psicométricas que requerem
investigação adicional.
A correlação positiva entre a SPSS e a EMAFLG corrobora a validade convergente do
instrumento. Contudo, a falta de invariância total entre as amostras brasileira e
portuguesa sugere a necessidade de considerar possíveis variações culturais na manifestação
do preconceito sexual contra gays e lésbicas no esporte.
As limitações deste estudo, como o uso de uma amostra de conveniência predominantemente
jovem e universitária, apontam para a importância de pesquisas futuras com amostras
mais diversificadas e representativas de atletas competitivos. Recomenda-se a realização
de estudos adicionais para refinar a estrutura fatorial da SPSS, especialmente a subescala
de Negação de Visibilidade, e para explorar sua aplicabilidade em diferentes contextos
culturais e esportivos.
Apesar das limitações, a SPSS validada pode ser utilizada como uma ferramenta de avaliação
em programas de formação de professores e treinadores, auxiliando no desenvolvimento
de competências para criar ambientes esportivos mais inclusivos. Além disso, em contextos
de educação não formal, como clubes esportivos e organizações juvenis, a escala pode
ser empregada para avaliar o clima de inclusão e desenvolver intervenções específicas.
Referências
1
ACONTECE Arte e Política LGBTI+; Associação Nacional de Travestis e Transexuais; &
Associação Brasileira de Lésbicas, Gays, Bissexuais, Travestis, Transexuais e Intersexos
(2022). Mortes e violências contra LGBTI+ no Brasil: Dossiê 2021. Acontece, ANTRA, ABGLT. Disponível em: https://observatoriomorteseviolenciaslgbtibrasil.org/dossie/mortes-lgbt-2021/
2
ANDERSON, Eric. (2011). Updating the outcome: Gay athletes, straight teams, and coming
out in educationally based sport teams. Gender & Society, 25(2), 250-268. https://doi.org/10.1177/0891243210396872
3
ANDERSON, Eric; & McCORMACK, Mark. (2018). Inclusive masculinity theory: Overview,
reflection and refinement. Journal of Gender Studies, 27(5), 547-561. https://doi.org/10.1080/09589236.2016.1245605
4
BAIOCCO, Roberto.; PISTELLA, Jessica; SALVATI, Marco; IOVERNO, Salvatore; & LUCIDI,
Fabio. (2020). Sexual prejudice in sport scale: A new measure. Journal of Homosexuality, 67(4), 489-512. https://doi.org/10.1080/00918369.2018.1547560
5
BYRNE, Barbara M. (2001). Structural equation modeling with Amos: Basic concepts, applications and programming. Lawrence Erlbaum Associates. https://doi.org/10.4324/9781315757421
6
BORSA, Juliane C.; DAMÁSIO, Bruno F.; & BANDEIRA, Denise R. (2012). Adaptação e validação
de instrumentos psicológicos entre culturas: algumas considerações. Paidéia, 22(53), 423-432. https://doi.org/10.1590/S0103-863X2012000300014
7
CARRERA-FERNÁNDEZ, María V.; ALMEIDA, Ana; CID-FERNÁNDEZ, Xosé M.; GONZÁLEZ-FERNÁNDEZ,
Antonio; LAMEIRAS-FERNÁNDEZ, María; & RODRÍGUEZ-CASTRO, Yolanda. (2017). Actitudes
hacia la homosexualidad en adolescentes gallegos/as: aportaciones de la Pedagogía
Queer. Revista de Estudios e Investigación en Psicología y Educación, (08), 30-34. https://doi.org/10.17979/reipe.2017.0.08.2337
8
CUNNINGHAM, George B.; & PICKETT, Andrew C. (2018). Trans prejudice in sport: Differences
from LGB prejudice, the influence of gender, and changes over time. Sex Roles, 78(3-4), 220-227. https://doi.org/10.1007/s11199-017-0791-6
9
DAMÁSIO, Bruno F. (2013). Contribuições da Análise Fatorial Confirmatória Multigrupo
(AFCMG) na avaliação de invariância de instrumentos psicométricos. Psico-USF, 18(2), 211-220. https://doi.org/10.1590/S1413-82712013000200005
10
FORNELL, Claes; & LARCKER, David F. (1981). Evaluating structural equation models
with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50. https://doi.org/10.2307/3151312
11
GATO, Jorge; FONTAINE, Anne Marie; & CARNEIRO, Nuno S. (2012). Escala multidimensional
de atitudes face a lésbicas e a gays: construção e validação preliminar. Paidéia, 22(51), 11-20. https://doi.org/10.1590/S0103-863X2012000100003
12
GATO, Jorge; FONTAINE, Anne Marie; & LEME, Vanessa B. R. (2014). Validação e Adaptação
Transcultural da Escala Multidimensional de Atitudes Face a Lésbicas e a Gays. Psicologia: Reflexão e Crítica, 27(2), 257-271. https://doi.org/10.1590/1678-7153.201427206
GREENSPAN, Scott B.; GRIFFITH, Catherine; HAYES, Cassidy R.; & MURTAGH, Erin F. (2019a).
LGBTQ + and ally youths’ school athletics perspectives: A mixed-method analysis. Journal of LGBT Youth, 16(4), 403-434. https://doi.org/10.1080/19361653.2019.1595988
15
GREENSPAN, Scott B.; GRIFFITH, Catherine; & WATSON, Ryan J. (2019b). LGBTQ+Youth’s
Experiences and Engagement in Physical Activity: A Comprehensive Content Analysis.
Adolescent Research Review, 4, 169-185. https://doi.org/10.1007/s40894-019-00110-4
HAIR, Joseph F.; RISHER, Jeffrey J.; SARSTEDT, Marko; & RINGLE, Christian M. (2019).
When to use and how to report the results of PLS-SEM. European Business Review, 31(1), 2-24. https://doi.org/10.1108/EBR-11-2018-0203
18
HEREK, Gregory M. (2004). Beyond “homophobia”: Thinking about sexual prejudice and
stigma in the twenty-first century. Sexuality Research and Social Policy, 1(2), 6-24. https://doi.org/10.1525/srsp.2004.1.2.6
19
HEREK, Gregory M. (1988). Heterosexuals' attitudes toward lesbians and gay men: Correlates
and gender differences. Journal of Sex Research, 25(4), 451-477. https://doi.org/10.1080/00224498809551476
HOOPER, Daire; COUGHLAN, Joseph; & MULLEN, Michael. (2008). Structural Equation Modelling:
Guidelines for Determining Model Fit. Electronic Journal of Business Research Methods, 6(1), 53-60. https://doi.org/10.21427/D7CF7R
22
HU, Li-Tze; & BENTLER, Peter M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance
structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
23
JACKLE, Sebastian; & WENZELBURGER, Georg. (2014). Religion, religiosity, and the attitudes
towards homosexuality: A multilevel analysis of 79 countries. Journal of Homosexuality, 62(2), 207-241. https://doi.org/10.1080/00918369.2014.969071
KULICK, Alex; WERNICK, Laura J.; ESPINOZA, Mario A. V.; NEWMAN, Tarkingthon J.; &
DESSEL, Adrienne B. (2019). Three strikes and you’re out: Culture, facilities, and
participation among LGBTQ youth in sports. Sport, Education and Society, 24(9), 939-953. https://doi.org/10.1080/13573322.2018.1532406
26
LI, Cheng-Hsien. (2016). Confirmatory factor analysis with ordinal data: Comparing
robust maximum likelihood and diagonally weighted least squares. Behavior Research Methods, 48(3), 936-949. https://doi.org/10.3758/s13428-015-0619-7
27
McCORMACK, Mark; & ANDERSON, Eric (2014). The influence of declining homophobia on
men's gender in the United States: An argument for the study of homohysteria. Sex Roles, 71(3-4), 109-120. https://doi.org/10.1007/s11199-014-0358-8
28
MARIVOET, Salomé. (2014). Challenge of sport towards social inclusion and awareness-raising
against any discrimination. Physical Culture and Sport. Studies and Research, 63(1), 3-11. https://doi.org/10.2478/pcssr-2014-0017
29
MARÔCO, João. (2010). Análise de equações estruturais: fundamentos teóricos, software e aplicações. Pêro Pinheiro: ReportNumber.
NORMAN, Leanne. (2013). The concepts underpinning everyday gendered homophobia based
upon the experiences of lesbian coaches. Sport in Society, 16(10), 1326-1345. https://doi.org/10.1080/17430437.2013.821255
32
PETTIGREW, Thomas. F.; & MEERTENS, Roel W. (1995). Subtle and blatant prejudice in
western Europe. European Journal of Social Psychology, 25(1), 57-75. https://doi.org/10.1002/ejsp.2420250106
PIEDRA, Joaquín; GARCÍA-PÉREZ, Rafael; & CHANNON, Alexander G. (2017). Between homohysteria
and inclusivity: Tolerance towards sexual diversity in sport. Sexuality & Culture, 21(4), 1018-1039. https://doi.org/10.1007/s12119-017-9434-x
35
PISTELLA, Jessica; ROSATI, Fausta; IOVERNO, Salvatore; GIRELLI, Laura; LAGHI, Fiorenzo;
LUCIDI, Fabio; & BAIOCCO, Roberto. (2020). Coming out in family and sports-related
contexts among young Italian gay and lesbian athletes: The mediation effect of the
“don’t ask, don’t tell” attitude. Journal of Child and Family Studies, 29(1), 208-216. https://doi.org/10.1007/s10826-019-01551-0
36
REVELLE, William; & CONDON, David M. (2019). Reliability from α to ω: A tutorial.
Psychological Assessment, 31(12), 1395-1411. https://doi.org/10.1037/pas0000754
37
RODRIGUES, Mariana O. (2020). Terceiro género: Possibilidade de reconhecimento legal em Portugal. Lisboa: Lisbon International Press.
38
SCHERMELLEH-ENGEL, Karin; MOOSBRUGGER, Helfried; & MÜLLER, Hans. (2003). Evaluating
the fit of structural equation models: Tests of significance and descriptive goodness-of-fit
measures. Methods of Psychological Research Online, 8(2), 23-74. https://doi.org/10.23668/psycharchives.12784
Apêndices
Apêndice. ESCALA DE PRECONCEITO SEXUAL NO ESPORTE
Vamos fazer uma série de perguntas sobre suas atitudes em relação a atletas ou treinadores
lésbicas e gays (LG). Não há respostas certas ou erradas, apenas opiniões. Por favor,
indique o quanto você concorda com cada uma das seguintes afirmações usando a escala
abaixo:
1
2
3
4
5
6
7
Discordo totalmente
Discordo
Discordo parcialmente
Não concordo nem discordo
Concordo parcialmente
Concordo
Concordo totalmente
Acredito que atletas LG não deveriam declarar abertamente sua orientação sexual, mesmo
se quiserem
Pessoas LG não deveriam ser permitidas como treinadores
Mulheres lésbicas têm mais probabilidade de se tornarem líderes do que mulheres heterossexuais
Aqueles que apoiam atletas LG deveriam ser isolados
Homens gays têm menos probabilidade de se tornarem líderes do que homens heterossexuais
A orientação sexual de atletas LG é um assunto privado que não deveria ser discutido
Acredito que a presença de atletas LG pode afetar negativamente a imagem dos clubes
esportivos
Homens gays são menos competitivos do que homens heterossexuais
Eu me sentiria desconfortável em praticar esportes com um homem gay/uma mulher lésbica
Eu me sentiria desconfortável se atletas LG falassem abertamente sobre sua orientação
sexual
Mulheres lésbicas são menos adequadas para esportes como patinação, que são mais adequados
para garotas
Atletas LG deveriam ser tratados como pessoas de segunda classe
Homens gays não são tão bons em esportes quanto homens heterossexuais
Atletas LG entenderam que é melhor esconder sua orientação sexual
Mulheres lésbicas são mais habilidosas em esportes do que mulheres heterossexuais
Atletas LG que revelam sua orientação sexual deveriam ser expulsos dos clubes esportivos
Homens gays não poderiam ser fortes em um esporte de combate
Atletas LG deveriam ser tratados negativamente por causa de sua orientação sexual
[Nos meus clubes esportivos] pode haver atletas LG, mas eu não preciso saber quem
são
Nota: Os itens são randomizados. As pontuações das subescalas são calculadas pela média
das avaliações dos itens da subescala: OR (2, 4, 7, 9, 12, 16, 18), DV (1, 6, 10,
14, 19), GP (3, 5, 8, 11, 13, 15, 17).
