Ciencias Psicológicas v16n2

julho-dezembro 2022

10.22235/cp.v16i2.2479

Artigos Originais

Inventários de Conformidade com as Normas Femininas e Masculinas: estrutura fatorial e análises de invariância

Conformity to Feminine and Masculine Norms Inventories: factorial structure and invariance analysis

Inventarios de Conformidad con las Normas Femeninas y Masculinas: estructura factorial y análisis de invariancia

Julia Caciano da Silva¹, ORCID 0000-0003-4445-1113

Felipe Valentini², ORCID 0000-0002-0198-0958

¹ Universidade Salgado de Oliveira, Brasil, [email protected]

² Universidade São Francisco, Brasil

Resumo:

O presente estudo teve como objetivos avaliar a estrutura fatorial e analisar a invariância dos parâmetros dos itens do Inventário de Conformidade com as Normas Femininas e do Inventário de Conformidade com as Normas Masculinas no contexto brasileiro. Participaram 724 mulheres e 555 homens, estudantes universitários. Os participantes responderam aos instrumentos e a um questionário sociodemográfico. Por meio de análises fatoriais confirmatórias, as estruturas originais compostas por fatores correlacionados foram testadas e parcialmente corroboradas. Ademais, foram sugeridas modificações para melhoria da qualidade psicométrica dos instrumentos. Por fim, análises fatoriais multigrupos indicaram a invariância fatorial em relação ao estado civil, orientação sexual, área do curso de graduação e modo de aplicação. Estes resultados apresentam evidências iniciais de validade dos instrumentos no Brasil e sustentam sua utilização em estudos futuros envolvendo a temática de gênero.

Palavras-chave: feminilidade; normas de gênero feminino; masculinidade; normas de gênero masculino; análise fatorial; universitários brasileiros.

Abstract:

This study aimed to evaluate the factorial structure and analyze the parameter invariance of the items of the Conformity to Feminine Norms Inventory and the Conformity to Masculine Norms Inventory in the Brazilian context. The participants were 724 female and 555 male college students. Participants answered the instruments and a sociodemographic questionnaire. Through confirmatory factor analyses, the original structures composed of first-order correlated factors were tested and partially corroborated. In addition, modifications were suggested to improve the psychometric quality of the instruments. Finally, multigroup factor analyses indicated the factorial invariance with regard to the marital status, sexual orientation, college course area and application mode. These results present initial evidence of the validity of the instruments in Brazil and support their use in future gender studies.

Keywords: femininity; female gender norms; masculinity; masculine gender norms; factorial analysis; brazilian college students.

Resumen:

El presente estudio tuvo como objetivo evaluar la estructura factorial y la invarianza factorial del Inventario de Conformidad con las Normas Femeninas y el Inventario de Conformidad con las Normas Masculinas en el contexto brasileño. Participaron 724 mujeres y 555 hombres, estudiantes universitarios. Los participantes respondieron los instrumentos y un cuestionario sociodemográfico. A través de análisis factoriales confirmatorios, las estructuras originales compuestas por factores correlacionados fueron probadas y corroboradas parcialmente. Además, se sugirieron modificaciones para mejorar la calidad psicométrica de los instrumentos. Por último, los análisis factoriales multigrupos indicaron la invarianza factorial en relación con el estado civil, la orientación sexual, zona del curso de graduación y método de aplicación. Estos resultados presentan evidencia inicial de la validez de los instrumentos en Brasil y apoyan su uso en estudios futuros que involucren el tema de género.

Palabras clave: feminidad; normas de género femeninas; masculinidad; normas de género masculinas; análisis factorial; universitarios brasileños.

Recebido: 27/02/2021

Aceito: 31/05/2022

O entendimento sobre gênero sofre influência de condições culturais, educacionais e históricas (Scott, 1995). Na sociedade brasileira, por intermédio da estrutura do patriarcado, os homens detêm uma série de privilégios sociais, implicando na forma como lidam e se relacionam com as mulheres (Rodrigues et al., 2018). No âmbito do casamento, por exemplo, ainda que ambos os parceiros trabalhem, recai sobre a mulher a maioria das tarefas domésticas, como cuidar da casa e das crianças, arrumar, lavar e passar (Jablonski, 2010).

Assim, a adaptação de instrumentos psicométricos para avaliação da concordância com as expectativas sociais em função do gênero deve considerar o uso de diferentes técnicas para a obtenção de evidências de validade em amostras brasileiras (Borsa et al., 2012). Concretamente, as evidências de validade com base na estrutura interna indicam se os itens do instrumento estão adequados ao construto no qual o instrumento é baseado, a partir de três aspectos, quais sejam, dimensionalidade, invariância da medida e fidedignidade. A dimensionalidade verifica se as interrelações entre os itens suportam os resultados obtidos com o instrumento e as inferências efetuadas. Em contrapartida, a invariância da medida indica se as características dos itens são equivalentes entre grupos distintos de respondentes. Por fim, a fidedignidade demonstra o quão consistente são os escores obtidos diante de repetidas aplicações (Rios & Wells, 2014).

Cumpre ressaltar que a invariância da medida permite a redução de vieses, isto é, uma diminuição da tendência a dar uma única resposta ou um certo conjunto de respostas (American Psychological Association [APA], 2015). Além disso, esta técnica favorece a justiça entre os diferentes subgrupos respondentes, possibilitando a adequada comparação (American Educational Research Association [AERA] et al., 2014), entretanto, no Brasil ainda é escasso o número de estudos envolvendo a invariância da medida de instrumentos psicométricos (Damásio, 2013).

O Inventário de Conformidade com as Normas Femininas (Conformity to Feminine Norms Inventory, CFNI; Mahalik et al., 2005) e o Inventário de Conformidade com as Normas Masculinas (Conformity to Masculine Norms Inventory, CMNI; Mahalik et al., 2003) são instrumentos de autorrelato desenvolvidos para avaliar a diferentes atitudes, crenças e comportamentos envolvendo as expectativas sociais direcionadas às mulheres e aos homens.

Para o desenvolvimento do CFNI e do CMNI, foi efetuada uma extensa revisão da literatura sobre feminilidade e masculinidade. Em seguida, foram realizados grupos focais para a construção e o refinamento dos itens. Posteriormente, os instrumentos foram aplicados à uma amostra de universitários. As análises fatoriais exploratórias apresentaram uma solução de 84 itens agrupados em oito fatores para o CFNI e 94 itens agrupados em onze fatores para o CMNI (Mahalik et al., 2003; Mahalik et al., 2005).

Em uma recente revisão sistemática das propriedades psicométricas destes instrumentos (Silva et al., 2020) foi constatado que ambos contêm adaptações transculturais em países como Espanha (Cuéllar-Flores et al., 2011; Sánchez-López et al., 2009) e Chile (Rivas-Diez et al., 2018), além de existirem formas abreviadas de aplicação na Eslováquia (Lyócsa & Lyócsa, 2013), na Suécia (Kling et al., 2017) e na China (Rochelle & Yim, 2015). Tanto nas versões completas quanto nas versões abreviadas, em geral, os instrumentos apresentaram indicadores psicométricos adequados.

Apesar disto, poucos estudos debruçaram-se sobre a estrutura fatorial e analisaram a invariância dos parâmetros dos itens do CFNI e do CMNI. Por exemplo, as análises fatoriais confirmatórias do CFNI conduzidas por Parent e Moradi (2010) evidenciaram que um único fator agrupava dois comportamentos distintos (relacionamento com os demais e busca de manutenção das amizades), o que inviabilizava a adequada mensuração destes comportamentos. Em outro estudo, as análises fatoriais confirmatórias conduzidas indicaram que apenas nove dos onze fatores originais do CMNI eram coerentes (Parent & Moradi, 2009).

Quanto às análises de invariância, estudos desenvolvidos com versões abreviadas do CMNI sugeriram invariância métrica parcial em relação ao gênero e a etnia do respondente (Hsu & Iwamoto, 2014; Parent & Smiler, 2013). Além disso, os achados do estudo de Parent e Moradi (2011) sugeriram invariância métrica parcial entre respondentes brancos e não brancos para uma versão abreviada do CFNI. Mediante o contexto social que perpassa a construção da feminilidade e da masculinidade (Scott, 1995), justifica-se a análise de alguns dos fatores que influenciam na concordância com as expectativas sociais direcionadas às mulheres e aos homens.

Fundamentando-se em tais considerações, o presente estudo teve como objetivos avaliar a estrutura fatorial e analisar a invariância dos parâmetros dos itens dos instrumentos supracitados. Considerando que as estruturas originais subjacentes aos instrumentos eram compostas por fatores correlacionados (Mahalik et al., 2003; Mahalik et al., 2005), formularam-se as seguintes hipóteses: o CFNI e do CMNI apresentariam índices de ajuste ao modelo adequados nas amostras estudadas (H1); seriam observadas correlações positivas e significativas entre as dimensões dos instrumentos (H2).

Com relação à invariância dos parâmetros dos itens, a amostra estudada foi subdividida em relação ao estado civil, orientação sexual, curso de graduação e modo de aplicação (presencial ou online). No contexto dos relacionamentos amorosos, as evidências empíricas demonstraram que para os homens, é mais frequente a omissão de sentimentos quando, por exemplo, estes relacionamentos terminam, ao passo que esta condição pode ser considerada como uma oportunidade para se envolver com outras pessoas (Marcondes et al., 2006).

Para a orientação sexual, entretanto, os estudos sugerem que há certo direcionamento social para que as relações afetivas se deem de maneira heterossexual (Butler, 2003). Assim, as pessoas que vivenciam outros tipos de sexualidades podem apresentar maior dificuldade para contar às suas famílias e obterem suporte social (Silva et al., 2015). No que tange às escolhas profissionais, tem-se verificado múltiplas barreiras que as mulheres enfrentam no acesso aos cursos de ensino superior tipificados como masculinos, como nas Ciências Exatas, Engenharias e Computação (Queiroz et al., 2014).

Além do mais, a literatura aponta a existência de correlação entre instrumentos aplicados presencialmente e online (Pritchard et al., 2017), entretanto, a verificação dos parâmetros dos itens nestas versões torna mais seguro o uso dos instrumentos. Na versão informatizada, a ausência da presença do aplicador pode trazer prejuízos, por conta das variáveis intervenientes nesta modalidade da aplicação. Em que pesem, porém, estas diferenças, seria desejável que os parâmetros dos itens do CFNI e do CMNI não sofressem alterações nestes diferentes grupos, o que auxiliaria na diminuição dos vieses (Damásio, 2013) e aumentaria a justiça no uso destes instrumentos (AERA et al., 2014). Diante destas considerações, foram formuladas as seguintes hipóteses: os parâmetros dos itens do CFNI e do CMNI seriam invariantes em relação ao estado civil (H3), orientação sexual (H4), curso de graduação (H5) e modo de aplicação (H6).

Método

Participantes

Participaram deste estudo 724 mulheres com idades entre 17 e 62 anos (M = 24,02; DP = 6,66) e 555 homens com idades entre 17 e 58 anos (M = 24,11; DP = 6,54), provenientes, em sua maioria, de quatro regiões do país: Paraná (26 % das mulheres e 21,6 % dos homens), São Paulo (21,4 % das mulheres e 10,8 % dos homens), Rio de Janeiro (17,8 % das mulheres e 32,8 % dos homens) e Minas Gerais (17,4 % das mulheres e 16,9 % dos homens). Em geral, os participantes eram estudantes universitários (75,9 % das mulheres e 82,1 % dos homens), solteiros (81,1 % das mulheres e 83,4 % dos homens) e heterossexuais (78,0 % das mulheres e 84,4 % dos homens).

Instrumentos

Inventário de Conformidade com as Normas Femininas (Conformity to Feminine Norms Inventory, CFNI; Mahalik et al., 2005). O instrumento contém 84 itens agrupados em oito normas femininas que tratam de: investimento na aparência física, cuidado de crianças, cuidados com o lar, evitar chamar atenção para suas qualidades e talentos, relações de amizade, envolvimento em relacionamentos românticos, fidelidade sexual e magreza. As respostas são dadas em uma escala do tipo Likert de quatro pontos, variando de 0 (discordo fortemente) a 3 (concordo fortemente). Exemplo de item da dimensão bons relacionamentos: é importante fazer com que as pessoas saibam que são especiais. A consistência interna no estudo original, avaliada por meio do coeficiente alfa de Cronbach, variou de 0,77 (relacionamentos românticos) até 0,92 (cuidado de crianças).

Inventário de Conformidade com as Normas Masculinas (Conformity to Masculine Norms Inventory, CMNI; Mahalik et al., 2003). O instrumento contém 94 itens agrupados em onze normas masculinas que tratam de: orientar-se a vencer, restrição e supressão emocional, propensão a comportamentos de risco, propensão a confrontos físicos, busca de poder sobre as mulheres, busca de controle sobre as situações em geral, busca de relações sexuais sem compromisso, autossuficiência, importância dada ao trabalho, aversão a ser homossexual ou ser considerado como homossexual e interesse em ser visto como uma pessoa importante. A escala de resposta é igualmente a apresentada no instrumento anterior. Exemplo de item da dimensão controle emocional: é melhor manter suas emoções escondidas. A consistência interna no estudo original, avaliada por meio do coeficiente alfa de Cronbach, variou de 0,72 (status) até 0,91 (controle emocional).

Questionário de informações sociodemográficas. Foi utilizado um questionário contendo perguntas relativas aos seguintes aspectos: sexo, idade, estado civil, orientação sexual, escolaridade, curso de graduação e estado de residência no país.

Procedimentos de coleta de dados e considerações éticas

O processo de adaptação do CFNI e do CMNI à população brasileira seguiu as diretrizes do órgão que regulamenta a profissão (CFP, 2018). Para adaptação idiomática, utilizou-se a tradução reversa (Muñiz et al., 2013), procedimento frequentemente empregado com esta finalidade. Inicialmente, os itens foram traduzidos do inglês para o português por um tradutor independente. Em seguida, os itens traduzidos para o português foram retraduzidos para o inglês por outro tradutor independente. Por fim, os autores efetuaram uma análise semântica dos itens traduzidos comparando-os com a versão original.

A pesquisa foi submetida ao Comitê de Ética em Pesquisa da instituição dos autores e aprovada sob o CAAE n.º 71481417.8.0000. A coleta de dados foi realizada nas versões presencial e online. Na versão presencial, os protocolos foram preenchidos de forma coletiva em sala de aula. Na versão online, foi criado um formulário no Google Docs e os convites enviados por e-mail ou redes sociais. Em ambas as versões a aplicação durou em média 20 minutos. Os participantes foram esclarecidos sobre os aspectos éticos da pesquisa e manifestaram sua concordância mediante assinatura do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido.

Análise de dados

Para verificar a estrutura fatorial dos instrumentos foram conduzidas análises fatoriais confirmatórias com estimação de máxima verossimilhança no software Mplus, versão 7.11. Os seguintes índices de ajuste ao modelo foram analisados: Qui-quadrado (χ², quanto menor o valor, melhor o ajustamento aos dados), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA, deve-se situar abaixo de 0,06) com intervalo de confiança de 90 %, Comparative Fit Index (CFI, são considerados aceitáveis valores acima de 0,90) e Tucker-Lewis Index (TLI, são considerados aceitáveis valores acima de 0,90).

Para avaliar a invariância dos parâmetros dos itens em relação ao estado civil, orientação sexual, curso de graduação e modo de aplicação, foram conduzidas análises fatoriais multigrupos (Damásio, 2013). Entretanto, para o CFNI não foi possível a comparação quanto ao modo de aplicação do instrumento, pois o número de participantes em cada um dos subgrupos (presencial e online) estava desequilibrado.

Nesta análise, foram verificados três níveis de invariância da medida: invariância configural, que admite a equivalência quanto à quantidade de fatores e os itens correspondentes; invariância métrica, que admite a equivalência anterior e também a igualdade nas cargas fatoriais dos itens; e invariância escalar, que admite as duas modalidades de equivalência precedentes, assim como a igualdade dos interceptos randômicos (Kline, 2011; Rios & Wells, 2014). De acordo com recomendações existentes na literatura, a invariância da medida é suportada mediante a alteração de no máximo 0,01 nos índices de RMSEA e de CFI (Cheung & Rensvold, 2002).

Resultados

Na análise da estrutura fatorial dos instrumentos foram testados os modelos de fatores correlacionados para o CFNI e para o CMNI. Os resultados apontaram que o CMNI não obteve índices de ajuste ao modelo adequados (χ² (gl) = 8535,007 (4222); CFI = 0,85; TLI = 0,84; RMSEA = 0,04 CI = 0,03, 0,04), por outro lado, o CFNI obteve índices de ajuste ligeiramente adequados (χ² (gl) = 8941,966 (3374); CFI = 0,91; TLI = 0,90; RMSEA = 0,04 CI = 0,04, 0,04) desta maneira, a hipótese 1 foi parcialmente sustentada.

Nas tabelas 1 e 2 são apresentadas as cargas fatoriais padronizadas dos itens dos instrumentos. É possível notar que a maior parte dos itens obteve carga padronizada acima de 0,50, com exceção de 19 itens do CFNI e 8 itens do CMNI. Estes itens podem impactar na precisão das dimensões de instrumentos psicométricos (Hair et al., 2016), desta forma, optou-se pelo seu descarte do modelo. No caso do CMNI, após o descarte, uma dimensão relacionada à busca de controle sobre as situações ficou somente com dois itens, sendo, portanto, descartada do modelo.

Tabela 1: Cargas fatoriais padronizadas do Inventário de Conformidade com as Normas Femininas

Nota: Todos os valores foram significativos para p < 0,01; a numeração dos itens corresponde à encontrada na versão original do instrumento.

Em razão dos resultados obtidos, foi sugerida uma versão abreviada dos instrumentos. Assim, a versão brasileira final do CFNI foi composta por 65 itens distribuídos em oito dimensões. Por sua vez, a versão brasileira final do CMNI foi composta por 86 itens distribuídos em dez dimensões. As análises subsequentes foram efetuadas de acordo com estes modelos.

Tabela 2: Cargas fatoriais padronizadas do Inventário de Conformidade com as Normas Masculinas

Nota: Todos os valores foram significativos para p < 0,01; a numeração dos itens corresponde à encontrada na versão original do instrumento; a dimensão Dominância foi retirada do modelo brasileiro.

Os coeficientes de consistência interna foram calculados por meio da Variância Média Extraída (VME). Recomenda-se que este indicador obtenha valores iguais ou acima de 0,50 (Fornell & Larcker, 1981). No CFNI os seguintes índices de VME foram obtidos: 0,52 (Investimento em Aparência), 0,66 (Cuidado de Crianças), 0,48 (Doméstica), 0,47 (Modéstia), 0,35 (Bons Relacionamentos), 0,44 (Relacionamentos Românticos), 0,61 (Fidelidade Sexual) e 0,54 (Magreza). Já no CMNI, os seguintes índices foram obtidos: 0,43 (Vencer), 0,49 (Controle Emocional), 0,52 (Comportamentos de Risco), 0,54 (Violência), 0,49 (Poder sobre as Mulheres), 0,44 (Pegador), 0,62 (Autossuficiência), 0,54 (Primazia do Trabalho), 0,66 (Desdém por Homossexuais) e 0,44 (Status).

Tal como esperado pela hipótese 2, as dimensões dos instrumentos correlacionaram-se entre si. Foram identificadas correlações positivas e significativas entre as dimensões do CFNI (tabela 3), como exemplo, destacam-se as correlações entre: Cuidado de Crianças e Bons Relacionamentos (r = 0,35, p < 0,01), e Relacionamentos Românticos e Fidelidade Sexual (r = 0,47, p < 0,01).

Tabela 3: Correlações entre as dimensões do Inventário de Conformidade com as Normas Femininas

Nota: * = p < 0,01; 1 = Investimento em Aparência; 2 = Cuidado de Crianças; 3 = Doméstica; 4 = Modéstia; 5 = Bons Relacionamentos; 6 = Relacionamentos Românticos; 7 = Fidelidade Sexual; 8 = Magreza.

No caso do CMNI, também foram identificadas correlações positivas e significativas entre as dimensões do instrumento. A dimensão Vencer apresentou correlações de fracas a moderadas com as dimensões Comportamentos de Risco (r = 0,31, p < 0,01), Desdém por Homossexuais (r = 0,34, p < 0,01), Poder sobre as Mulheres (r = 0,35, p < 0,01), Primazia do Trabalho (r = 0,44, p < 0,01) e Status (r = 0,57, p < 0,01). A dimensão Controle Emocional apresentou correlação moderada com a dimensão Autossuficiência (r = 0,41, p < 0,01).

Ainda no que diz respeito ao CMNI, a dimensão Violência apresentou correlações fracas com as dimensões Comportamentos de Risco (r = 0,30, p < 0,01), Desdém por Homossexuais (r = 0,30, p < 0,01) e Poder sobre as Mulheres (r = 0,37, p < 0,01). Por fim, as dimensões Poder sobre as Mulheres e Desdém por Homossexuais apresentaram correlação moderada entre si (r = 0,54, p < 0,01). Estes resultados podem ser encontrados na tabela 4.

Tabela 4: Correlações entre as dimensões do Inventário de Conformidade com as Normas Masculinas

Nota: * = p < 0,01; 1 = Vencer; 2 = Controle Emocional; 3 = Comportamentos de Risco; 4 = Violência; 5 = Poder Sobre as Mulheres; 6 = Pegador; 7 = Autossuficiência; 8 = Primazia do Trabalho; 9 = Desdém por Homossexuais; 10 = Status.

No que concerne as análises de invariância dos parâmetros dos itens, iniciou-se com o modelo mais livre, contemplando somente os fatores e os itens correspondentes (invariância configural). Os indicadores de ajuste foram comparados àqueles sem restrição alguma. As análises fatoriais multigrupos suportaram a invariância configural do CFNI (tabela 5) e do CMNI (tabela 6) para todas as variáveis analisadas.

Tabela 5: Análises fatoriais multigrupos do Inventário de Conformidade com as Normas Femininas

Nota: gl = graus de liberdade; CFI = Comparative Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; WRMR = Weighted Root Mean Square Residual. n solteiras = 587; n casadas = 126; n heterossexuais = 538; n não-heterossexuais = 152; n Saúde = 175; n Ciências Exatas = 121; n Engenharias = 101.

Em uma segunda fase, as cargas fatoriais dos itens foram restritas (invariância métrica) e os indicadores sugeriram que o CFNI e o CMNI permaneciam invariantes para todas as variáveis analisadas. Por fim, além dos pressupostos estabelecidos nas invariâncias configural e métrica, os interceptos também foram tomados como equivalentes (invariância escalar). Nesta última fase, os indicadores sugeriram que o CFNI e o CMNI também foram invariantes para todas as variáveis analisadas. Estes resultados demonstraram que, para o modelo de fatores correlacionados, os parâmetros dos itens são invariantes entre os diferentes grupos analisados, suportando as hipóteses 3, 4, 5 e 6.

Tabela 6: Análises fatoriais multigrupos do Inventário de Conformidade com as Normas Masculinas

Nota: gl = graus de liberdade; CFI = Comparative Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; WRMR = Weighted Root Mean Square Residual. n solteiros = 462; n casados = 79; n heterossexuais = 432; n não-heterossexuais = 80; n Saúde = 148; n Ciências Exatas = 135; n Engenharias = 140;
n presencial = 399; n online = 155.

Discussão

O presente estudo teve como finalidade avaliar a estrutura fatorial do Inventário de Conformidade com as Normas Femininas e do Inventário de Conformidade com as Normas Masculinas. Além disso, o estudo buscou analisar a invariância dos parâmetros dos itens dos instrumentos em relação ao estado civil, orientação sexual, curso de graduação e modo de aplicação.

Os dados observados nas análises fatoriais confirmatórias indicaram que a estrutura original do CMNI não alcançou os pontos de corte recomendados, sendo assim, a hipótese 1 foi parcialmente corroborada. Apesar de tal resultado mostrar-se inconsistente com o estudo de Mahalik et al. (2003), é admissível que tenha ocorrido por conta de diferenças culturais existentes entre os dois países.

Ademais, foram identificadas cargas fatoriais fracas em alguns itens, o que resultou em seu descarte. Assim, as versões finais do CFNI e do CMNI foram compostas, respectivamente, por 65 e 86 itens. Cumpre ressaltar que a dimensão Dominância, descartada do modelo brasileiro, também apresentou índices inadequados em estudos anteriores (Cuéllar-Flores et al., 2011; Parent & Moradi, 2009). Em que pesem estes resultados, o presente estudo adiciona evidências de validade de estrutura interna dos instrumentos.

Com relação aos indicadores de consistência interna, as dimensões Bons Relacionamentos e Relacionamentos Românticos do CFNI obtiveram valores muito abaixo das recomendações existentes. Outras duas dimensões (Doméstica e Modéstia) obtiveram valores marginalmente inferiores aos pontos de corte (0,48 e 0,47, respectivamente). No CMNI, as dimensões Vencer, Pegador e Status obtiveram valores de VME inferiores as recomendações existentes, por outro lado, outras duas dimensões (Controle Emocional e Poder sobre as Mulheres) obtiveram valores marginalmente inferiores (0,49). A baixa consistência interna encontrada nessas dimensões, acarreta certa imprecisão na medida avaliada (Valentini & Damásio, 2016). Esse resultado pode ser explicado pela falta de acurácia de alguns itens quando traduzidos para o português, bem como pela reunião de itens que pertencem a dimensões diferentes (Maroco & Garcia-Marques, 2006). Diante disso, sugere-se que sejam realizados novos estudos para a revisão da estrutura fatorial dos instrumentos.

Além disso, foram identificadas correlações positivas e significativas entre diversas dimensões dos instrumentos, sustentando a hipótese 2. As correlações observadas entre as dimensões Relacionamentos Românticos e Fidelidade Sexual (r = 0,47, p < 0,01) do CFNI demonstraram que, para as participantes, o envolvimento em relacionamentos amorosos está imbricado com a fidelidade sexual. Outrossim, em razão da correlação observada entre as dimensões Vencer e Status do CMNI (r = 0,57, p < 0,01), torna-se relevante que estudos futuros verifiquem se tais dimensões constituem, de fato, dois construtos independentes.

No que se refere a invariância dos parâmetros dos itens dos instrumentos, os resultados apoiaram as hipóteses 3, 4, 5 e 6. Os escores obtidos por meio dos instrumentos são invariantes para participantes solteiros e casados, heterossexuais e não-heterossexuais, matriculados em cursos das áreas da Saúde, Ciências Exatas ou Engenharias, quer tenham respondido a versão em lápis e papel ou a versão online dos instrumentos. Dessa forma, os instrumentos podem ser empregados em estudos comparativos com tais variáveis, descartando-se a possibilidade de que possíveis diferenças entre as médias dos grupos sejam originadas por vieses causados pela medida. Entretanto, não foi possível analisar a invariância do CFNI em relação ao modo de aplicação, devido à falta de equilíbrio na quantidade de casos de cada subgrupo (n presencial = 598; n online = 126).

Apesar das evidências de validade baseadas na estrutura interna encontradas, as limitações do estudo devem ser reportadas. A primeira delas refere-se ao fato de que não foi avaliada o nível de desejabilidade social dos participantes. Assim, é possível que os participantes tenham respondido alguns itens mediante seu julgamento pessoal do que seria socialmente adequado. Outra limitação consiste na amostra composta predominantemente por estudantes universitários, brancos, heterossexuais e solteiros. Cumpre registrar que este tipo de amostra foi empregado para manter uma similaridade com a categoria estudada na versão original dos instrumentos. Contudo, os resultados ora obtidos não devem ser generalizados para indivíduos com outras características.

Quanto a agenda futura de pesquisa, sugere-se a realização de estudos com trabalhadores brasileiros, pois esse público vivencia diferentes fatores na díade gênero e trabalho. Um exemplo disso são as crenças envolvendo a existência de profissões mais adequadas para as mulheres e para os homens, que podem influenciar a escolha profissional. A mensuração da concordância com as expectativas sociais direcionadas ao seu gênero e outras variáveis (como autoeficácia, conflito trabalho-família, critérios para escolhas profissionais e atitudes em relação à cargos de liderança) poderia contribuir para o aprofundamento da rede nomológica do construto.

Finalmente, cumpre registrar que os instrumentos não buscam identificar os níveis de feminilidade ou de masculinidade apresentados pelos respondentes, mas sim, quais são suas atitudes, crenças e comportamentos associados às normas de gênero avaliadas. Ainda que os participantes apresentassem diferentes características, os instrumentos permaneceram invariantes para os subgrupos verificados, assegurando seu uso para avaliação da concordância com normas sociais de gênero em participantes brasileiros (AERA et al., 2014; Damásio, 2013). Os instrumentos poderão auxiliar em intervenções para avaliação da conformidade com as expectativas sociais direcionadas às mulheres e aos homens, constituindo uma ferramenta para uso tanto nos contextos clínicos quanto nos contextos organizacionais.

References:

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Financiamento: O presente trabalho foi realizado com apoio da Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior - Brasil (CAPES) - Código de Financiamento 001.

Como citar: Silva, J. C. & Valentini, F. (2022). Inventários de Conformidade com as Normas Femininas e Masculinas: estrutura fatorial e análises de invariância. Ciencias Psicológicas, 16(2), e-2479. https://doi.org/10.22235/cp.v16i2.2479

Participação dos autores: Participação dos autores: a) Planejamento e concepção do trabalho; b) Coleta de dados; c) Análise e interpretação de dados; d) Redação do manuscrito; e) Revisão crítica do manuscrito.

J. C. S. contribuiu em a, b, c, d; F. V. em a, c, e.

Editora científica responsável: Dra. Cecilia Cracco.

Ciencias Psicológicas v16n2

julho-dezembro 2022

10.22235/cp.v16i2.2479

Ciencias Psicológicas v16n2

July-December 2022

10.22235/cp.v16i2.2479

Original Articles

Conformity to Feminine and Masculine Norms Inventories: factorial structure and invariance analysis

Inventários de Conformidade com as Normas Femininas e Masculinas: estrutura fatorial e análises de invariância

Inventarios de Conformidad con las Normas Femeninas y Masculinas: estructura factorial y análisis de invariancia

Julia Caciano da Silva¹, ORCID 0000-0003-4445-1113

Felipe Valentini², ORCID 0000-0002-0198-0958

¹ Universidade Salgado de Oliveira, Brazil, [email protected]

² Universidade São Francisco, Brazil

Abstract:

Keywords: femininity; female gender norms; masculinity; masculine gender norms; factorial analysis; brazilian college students.

Resumo:

Palavras-chave: feminilidade; normas de gênero feminino; masculinidade; normas de gênero masculino; análise fatorial; universitários brasileiros.

Resumen:

Palabras clave: feminidad; normas de género femeninas; masculinidad; normas de género masculinas; análisis factorial; universitarios brasileños.

Received: 27/02/2021

Accepted: 31/05/2022

Cultural, educational and historical conditions (Scott, 1995) influence the understanding of gender. In the Brazilian society, through the patriarchal structure, men hold a series of social privileges, implying in the way they deal with and relate to women (Rodrigues et al., 2018). In the context of marriage, for example, even if both partners work, most of the domestic tasks, such as taking care of the house and children, tidying up, washing and ironing, are the responsibility of the woman (Jablonski, 2010).

Thus, the adaptation of psychometric instruments to evaluate the agreement with social expectations in function of gender should consider the use of different techniques to obtain validity evidence in Brazilian samples (Borsa et al., 2012). Concretely, the validity evidence based on the internal structure indicates whether the instrument items fit the construct the instrument is based on, starting from three aspects, namely dimensionality, measure invariance and reliability. Dimensionality verifies whether the interrelations between the items support the results obtained with the instrument and the inferences made. On the other hand, the invariance of the measure indicates whether the characteristics of the items are equivalent among different groups of respondents. Finally, reliability demonstrates how consistent the scores obtained are in repeated applications (Rios & Wells, 2014).

It should be noted that the invariance of the measure allows the reduction of bias, that is, a decrease in the tendency to give a single answer or a certain set of answers (American Psychological Association [APA], 2015). In addition, this technique favors justice between the different respondent subgroups, enabling proper comparison (American Educational Research Association [AERA] et al., 2014). In Brazil, however, the number of studies involving the measure invariance of psychometric instruments is still scarce (Damásio, 2013).

The Conformity to Feminine Norms Inventory (CFNI; Mahalik et al., 2005) and the Conformity to Masculine Norms Inventory (CMNI; Mahalik et al., 2003) are self-reported instruments developed to assess different attitudes, beliefs and behaviors involving the social expectations considering women and men.

For the development of the CFNI and the CMNI, an extensive review of the literature on femininity and masculinity was carried out. Then, focus groups were held to construct and refine the items. Subsequently, the instruments were applied to a sample of university students. Exploratory factor analyses presented an 84-item solution grouped into eight factors for the CFNI, and 94 items grouped into eleven factors for the CMNI (Mahalik et al., 2003; Mahalik et al., 2005).

A recent systematic review of the psychometric properties of these instruments (Silva et al., 2020) demonstrated that both contain cross-cultural adaptations in countries such as Spain (Cuellar-Flores et al., 2011; Sánchez-López et al., 2009) and Chile (Rivas-Diez et al., 2018), in addition to the existence of abbreviated forms of application in Slovakia (Lyocsa & Lyocsa, 2013), Sweden (Kling et al., 2017) and China (Rochelle & Yim, 2015). Both, in the complete and in the short versions, presented adequate psychometric indicators.

Nevertheless, few studies have looked at the factorial structure and analyzed the parameter invariance of the CFNI and CMNI items. For example, the confirmatory factor analyses of the CFNI by Parent and Moradi (2010) showed that a single factor grouped two distinct behaviors (relationship with others and seeking to maintain friendships), which made it impossible to properly measure these behaviors. In another study, the confirmatory factor analyses conducted indicated that only nine of the eleven original CMNI factors were coherent (Parent & Moradi, 2009).

As for invariance analyses, studies developed with short versions of the CMNI suggested partial metric invariance in relation to the respondent's gender and ethnicity (Hsu & Iwamoto, 2014; Parent & Smiler, 2013). In addition, the findings of the Parent and Moradi study (2011) suggested partial metric invariance between white and non-white respondents for a short version of the CFNI. Through the social context that permeates the construction of femininity and masculinity (Scott, 1995), it is justified to analyze some of the factors that influence the agreement with social expectations targeting women and men.

Based on these considerations, the aim in this study was to evaluate the factorial structure and analyze the items parameter invariance in the aforementioned instruments. As the original structures underlying the instruments were composed of correlated factors (Mahalik et al., 2003; Mahalik et al., 2005), the following hypotheses were formulated: the CFNI and the CMNI would present appropriate model adjustment indices in the studied samples (H1); positive and significant correlations would be observed between the dimensions of the instruments (H2).

Regarding the parameter invariance of the items, the study sample was subdivided in relation to marital status, sexual orientation, college course area and application mode (face-to-face or online). In the context of love relationships, empirical evidence has shown that, for men, the omission of feelings is more frequent when, for example, these relationships end, while this condition can be considered as an opportunity to engage with other people (Marcondes et al., 2006).

For sexual orientation, however, studies suggest that there is a certain social drive for affective relationships to proceed in a heterosexual way (Butler, 2003). Thus, people who experience other types of sexualities may find it more difficult to tell their families and get social support (Silva et al., 2015). Regarding professional choices, there have been multiple barriers that women face in getting access to higher education courses typified as male, such as in Exact Sciences, Engineering and Computer science (Queiroz et al., 2014).

In addition, the literature indicates the existence of correlation between instruments applied face-to-face and online (Pritchard et al., 2017), however, the verification of the item parameters in these versions makes the use of the instruments safer. In the computerized version, the absence of the applicator can cause losses, due to the variables involved in this application mode. In spite of these differences, however, it would be desirable to avoid changes in the parameters of the CFNI and CMNI items in these different groups, which would help in reducing the biases (Damásio, 2013) and would increase justice in the use of these instruments (AERA et al., 2014). Given these considerations, the following hypotheses were formulated: the parameters of the CFNI and CMNI items would be invariant in relation to marital status (H3), sexual orientation (H4), college course area (H5) and application mode (H6).

Method

Participants

The study participants were 724 women aged 17 to 62 years (M = 24.02; SD = 6.66) and 555 men aged 17 to 58 years (M = 24.11; SD = 6.54), mostly coming from four regions of the country: Paraná (26 % of women and 21.6 % of men), São Paulo (21.4 % of women and 10.8 % of men), Rio de Janeiro (17.8 % of women and 32.8 % of men) and Minas Gerais (17.4 % of women and 16.9 % of men). In general, participants were college students (75.9 % of women and 82.1 % of men), single (81.1 % of women and 83.4 % of men) and heterosexual (78.0 % of women and 84.4 % of men).

Instruments

Conformity to Feminine Norms Inventory (CFNI; Mahalik et al., 2005). The instrument contains 84 items grouped into eight female norms that deal with: Invest in Appearance, Care for Children, Domestic, Modesty, Nice in Relationships, Romantic Relationship, Sexual Fidelity, and Thinness. Answers are given on a four-point Likert-type scale, ranging from 0 (Strongly disagree) to 3 (Strongly agree). Example item from the Nice in Relationships dimension: it is important to let people know they are special. The internal consistency in the original study, assessed using Cronbach's alpha coefficient, ranged from .77 (Romantic Relationship) to .92 (Care for Children).

Conformity to Masculine Norms Inventory (CMNI; Mahalik et al., 2003). The instrument contains 94 items grouped into eleven male norms that deal with: Winning, Emotional Control, Risk-Taking, Violence, Power Over Women, Dominance, Playboy, Self-Reliance, Primacy of Work, Disdain for Homosexuals, and Pursuit of Status. The response scale is equal to that of the CFNI. Example item from the Emotional Control dimension: it is best to keep your emotions hidden. The internal consistency in the original study, assessed using Cronbach's Alpha coefficient, ranged from .72 (Pursuit of Status) to .91 (Emotional Control).

Sociodemographic information questionnaire. A questionnaire containing questions related to the following aspects was used: gender, age, marital status, sexual orientation, education, undergraduate degree and state of residence in the country.

Data collection procedures and ethical considerations

The adaptation process of the CFNI and the CMNI to the Brazilian population followed the guidelines of the professional regulator (CFP, 2018). For the idiomatic adaptation, back-translation was used (Muñiz et al., 2013), a procedure often employed for this purpose. Initially, an independent translator translated the items from English to Portuguese. Then, another independent translator back-translated the items translated into Portuguese into English. Finally, the authors performed a semantic analysis of the translated items, comparing them with the original version.

The research was submitted to the Research Ethics Committee of the authors' institution and approved under CAAE No 71481417.8.0000. Data collection was performed in the face-to-face and online versions. In the face-to-face version, the protocols were completed in group in the classroom. In the online version, a form was created in Google Docs and invitations were sent by email or social networks. In both versions, it took an average 20 minutes to apply the instrument. The participants were informed about the ethical aspects of the research and expressed their agreement by signing the free and informed consent form (ICF).

Data analysis

To verify the factorial structure of the instruments, confirmatory factor analyses were conducted with maximum likelihood estimation in Mplus, version 7.11. The following indices of fit to the model were analyzed: Chi-square (χ², the lower the value, the better the fitness to the data), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA, should be below 0.06) with 90 % confidence interval, Comparative Fit Index (CFI, values above 0.90 are considered acceptable) and Tucker-Lewis Index (TLI, values above 0.90 are considered acceptable).

To evaluate the parameter invariance of the items in relation to marital status, sexual orientation, college course area and application mode, multigroup factor analyses were conducted (Damasio, 2013). For the CFNI, however, comparing how the instrument was applied was not possible because the number of participants in each of the subgroups (face-to-face and online) was unbalanced.

In this analysis, three levels of invariance of the measure were verified: configural invariance, which admits the equivalence as to the number of factors and the corresponding items; metric invariance, which admits the previous equivalence and the equality in the factor loadings; and scalar invariance, which admits the two previous equivalence modalities, as well as the equality of the intercepts (Kline, 2011; Rios & Wells, 2014). According to existing recommendations in the literature, the measure invariance is supported by a change of 0.01 at most in the RMSEA and CFI indices (Cheung & Rensvold, 2002).

Results

In the analysis of the factorial structure of the instruments, the correlated factor models for the CFNI and the CMNI were tested. The results showed that the CMNI did not obtain adequate model fit indices (χ² (gl) = 8535.007 (4222); CFI = 0.85; TLI = 0.84; RMSEA = 0.04; CI = 0.03. 0.04). On the other hand, the CFNI obtained slightly adequate adjustment indices (χ² (gl) = 8941.966 (3374); CFI = 0.91; TLI = 0.90; RMSEA = 0.04; CI = 0.04. 0.04), so that hypothesis 1 was partially supported.

Tables 1 and 2 show the standardized factor loadings of the instrument items. It can be noted that most of the items obtained a standardized loading above 0.50, except for 19 items from the CFNI and 8 items from the CMNI. These items may impact the accuracy of the dimensions of psychometric instruments (Hair et al., 2016), so that it was decided to discard the model. In the case of the CMNI, after discarding the model, one dimension related to the search for dominance maintained only with two items, being therefore discarded from the model.

Table 1: Standardized factor loadings of the items of the Conformity to Feminine Norms Inventory

Note: All values were significant for p < .01; the numbering of the items corresponds to that found in the original version of the instrument.

Due to the results obtained, a short version of the instruments was suggested. Thus, the final Brazilian version of the CFNI was composed of 65 items, distributed in eight dimensions. In turn, the final Brazilian version of the CMNI was composed of 86 items, distributed in ten dimensions. Subsequent analyses were performed according to these models.

Table 2: Standardized factor loadings of the items of the Conformity to Masculine Norms Inventory

Note: All values were significant for p < .01; the numbering of the items corresponds to that found in the original version of the instrument; the Dominance dimension was removed from the Brazilian model.

The internal consistency ratios were calculated using the average variance extracted (AVE). Coefficients for this indicator should be .50 or higher (Fornell & Larcker, 1981). In the CFNI, the following AVE coefficients were obtained: .52 (Invest in Appearance), .66 (Care for Children), .48 (Domestic), .47 (Modesty), .35 (Nice in Relationships), .44 (Romantic Relationship), .61 (Sexual Fidelity) and .54 (Thinness). In the CMNI, the following coefficients were obtained: .43 (Winning), .49 (Emotional Control), .52 (Risk-Taking), .54 (Violence), .49 (Power Over Women), .44 (Playboy), .62 (Self-Reliance), .54 (Primacy of Work), .66 (Disdain for Homosexuals) and .44 (Pursuit of Status).

As expected by hypothesis 2, the instrument dimensions were mutually correlated. Positive and significant correlations were identified between the dimensions of the CFNI (Table 3), for example, the following correlations stand out: Care for Children and Nice in Relationships (r = .35, p < .01), and Romantic Relationship and Sexual Fidelity (r = .47, p < .01).

Table 3: Correlations between the dimensions of the Conformity to Feminine Norms Inventory

Note: * = p < 0.01. 1 = Invest in Appearance; 2 = Care for Children; 3 = Domestic; 4 = Modesty; 5 = Nice in Relationships; 6 = Romantic Relationship; 7 = Sexual Fidelity; 8 = Thinness.

In the case of the CMNI, positive and significant correlations were also identified between the instrument dimensions. The Winning dimension showed weak to moderate correlations with Risk-Taking (r = .31, p < .01), Disdain for Homosexuals (r = .34, p < .01), Power over Women (r = .35, p < .01), Primacy of Work (r = .44, p < .01) and Pursuit of Status (r = .57, p < .01). The Emotional Control dimension showed moderate correlation with the Self-Reliance dimension (r = .41, p < .01).

In addition, about the CMNI, the Violence dimension showed weak correlations with Risk-Taking (r = .30, p < .01), Disdain for Homosexuals (r = .30, p < .01) and Power over Women (r = .37, p < .01). Finally, the dimensions Power over Women and Disdain for Homosexuals showed moderate mutual correlation (r = .54, p < .01). These results are displayed in Table 4.

Table 4: Correlations between the dimensions of the Conformity to Masculine Norms Inventory

Note: * = p < .01. 1 = Winning; 2 = Emotional Control; 3 = Risk-Taking; 4 = Violence; 5 = Power Over Women; 6 = Playboy; 7 = Self-Reliance; 8 = Primacy of Work; 9 = Disdain for Homosexuals; 10 = Pursuit of Status.

Regarding the analysis of the items' parameter invariance, we started with the baseline model, contemplating only the factors and the corresponding items (configural invariance). The fitness indicators were compared to those without any constraint. The multigroup factor analyses supported the configuration invariance of the CFNI (Table 5) and CMNI (Table 6) for all variables analyzed.

Table 5: Multi-group confirmatory factor analysis to the Conformity to Feminine Norms Inventory

Note: df = degrees of freedom; CFI = Comparative Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; WRMR = Weighted Root Mean Square Residual. n single = 587; n married = 126; n heterosexual = 538; n non-heterosexual = 152; n Health = 175; n Exact Sciences = 121; n Engineering = 101.

In a second phase, the factor loadings of the items were constrained (metric invariance) and the indicators suggested that the CFNI and CMNI remained invariant for all variables analyzed. Finally, in addition to the assumptions established in the configural and metric invariances, the intercepts were also considered as equivalent (scalar invariance). In this last phase, the indicators suggested that the CFNI and the CMNI were also invariant for all the variables analyzed. These results showed that, for the correlated factor model, the item parameters are invariant between the different groups analyzed, supporting hypotheses 3, 4, 5 and 6.

Table 6: Multi-group confirmatory factor analysis to the Conformity to Masculine Norms Inventory

Note: df = degrees of freedom; CFI = Comparative Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; WRMR = Weighted Root Mean Square Residual. n single = 462; n married = 79; n heterosexual = 432; n non-heterosexual = 80; n Health = 148; n Exact Sciences = 135; n Engineering = 140; n face-to-face = 399; n online = 155.

Discussion

This study aimed to evaluate the factorial structure of the Conformity to Feminine Norms Inventory and the Conformity to Masculine Norms Inventory. In addition, the study sought to analyze the parameter invariance of the instrument items in relation to marital status, sexual orientation, college course area and application mode.

The data observed in the confirmatory factor analyses indicated that the original structure of the CMNI did not reach the recommended cut-off points. Thus, hypothesis 1 was partially corroborated. Although this result is inconsistent with the study by Mahalik et al. (2003), it is feasible that it occurred because of existing cultural differences between the two countries.

In addition, weak factor loadings were identified in some items, so that they were discarded. Hence, the final versions of the CFNI and the CMNI were composed of 65 and 86 items, respectively. It should be noted that the Dominance dimension, discarded from the Brazilian model, also presented inadequate coefficients in previous studies (Cuéllar-Flores et al., 2011; Parent & Moradi, 2009). Despite these results, this study adds validity evidence on the instruments' internal structure.

Regarding internal consistency indicators, the dimensions good relationships and romantic relationships of the CFNI obtained values far below the existing recommendations. Two other dimensions (Domestic and Modesty) obtained marginally lower values than the cutoff points (.48 and .47, respectively). In the CMNI, the dimensions Winning, Playboy and Pursuit of Status obtained lower AVE coefficients than the existing recommendations. Additionally, two other dimensions (Emotional Control and Power over Women) obtained marginally lower values (.49). The low internal consistency found in these dimensions entails some inaccuracy in the measure under assessment (Valentini & Damásio, 2016). This result can be explained by the lack of accuracy of some items when translated into Portuguese, as well as by the combination of items that belong to different dimensions (Maroco & Garcia-Marques, 2006). Therefore, it is suggested that further studies be carried out to review the factorial structure of the instruments.

In addition, positive and significant correlations were identified between several dimensions of the instruments, supporting hypothesis 2. The observed correlations between Romantic Relationship and Sexual Fidelity dimensions (r = .47, p < .01) of the CFNI demonstrated that, for the participants, the involvement in romantic relationship is intertwined with sexual fidelity. Also, because of the correlation observed between the dimensions Winning and Pursuit of Status in the CMNI (r = .57, p < .01), it is relevant that future studies verify whether these dimensions actually constitute two independent constructs.

Concerning the parameter invariance of the instrument items, the results supported hypotheses 3, 4, 5 and 6. The scores obtained through the instruments are invariant for single and married participants, heterosexuals and non-heterosexuals, enrolled in courses in the areas of Health, Exact Sciences or Engineering, whether they answered the pencil and paper version or the online version of the instruments. Thus, the instruments can be used in comparative studies with these variables, ruling out the possibility that possible differences in group means originate in biases caused by the measure. The invariance of the CFNI in terms of the application mode could not be analyzed though, due to the lack of balance in the number of cases in each subgroup (n face-to-face = 598; n online = 126).

Despite the validity evidence based on the internal structure found, the limitations of the study should be reported. The first is the fact that the participants' level of social desirability was not evaluated. Thus, the participants may have answered some items through their personal judgment of what would be socially appropriate. Another limitation is the sample composed predominantly of white, heterosexual and single college students. It should be noted that this type of sample was used to maintain similarity with the category studied in the original version of the instruments. The results obtained here should not be generalized to individuals with other characteristics though.

As for the future research agenda, studies involving Brazilian workers are suggested, because these public experiences different factors in the gender and work dyad. One example are beliefs involving the existence of professions more suitable for women and for men, which can influence professional choice. Measuring the agreement with social expectations targeting their gender and other variables (such as self-efficacy, work-family conflict, criteria for professional choices and attitudes towards leadership positions) could contribute to the deepening of the construct's nomological network.

Finally, it should be noted that the instruments do not seek to identify the respondents' levels of femininity or masculinity, but rather their attitudes, beliefs and behaviors associated with the gender norms evaluated. Although the participants presented different characteristics, the instruments remained invariant for the subgroups verified, ensuring their use to evaluate the agreement with social gender norms in Brazilian participants (AERA et al., 2014; Damasio, 2013). The instruments can be of help in interventions to assess compliance with social expectations targeting women and men, constituting a tool for use in both clinical and organizational contexts.

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Funding: This research was financially supported by the Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES) - Financing code 001.

How to cite: Silva, J. C. & Valentini, F. (2022). Conformity to Feminine and Masculine Norms Inventories: factorial structure and invariance analysis. Ciencias Psicológicas, 16(2), e-2479. https://doi.org/10.22235/cp.v16i2.2479

Authors’ participation: a) Conception and design of the work; b) Data acquisition; c) Analysis and interpretation of data; d) Writing of the manuscript; e) Critical review of the manuscript.
J. C. S. has contributed in a, b, c, d; F. V. in a, c, e.

Scientific editor in charge: Dra. Cecilia Cracco.

Ciencias Psicológicas v16n2

July-December 2022

10.22235/cp.v16i2.2479