Introducción

La pobreza y la desigualdad económica representan dos de los problemas más relevantes en la agenda política internacional (Alvarado, 2016; Narváez, Buelvas y Romero, 2020). Una de las regiones más afectadas es Latinoamérica, la cual registra un 30,5% de la población en situación de pobreza hacia finales de 2019 (Comisión Económica para América Latina y el Caribe [CEPAL], 2021), en un marco de desigualdad estructural de larga data. Si bien Latinoamérica no es la región con mayor pobreza del mundo, es la más desigual, con un coeficiente de Gini de 0.46 en 2019 (CEPAL, 2021). Particularmente en Argentina, en el mismo año, la población bajo la línea de pobreza fue de 35,4% (Instituto Nacional de Estadística y Censos [INDEC], 2019a). Mientras que, en cuanto a la desigualdad económica, los ingresos de quienes se encontraban en la cima de la pirámide social fueron 23 veces mayores que los de quienes se encontraban en la base (INDEC, 2019b).

Al igual que sucede en otras partes del mundo, la pobreza y la desigualdad en Argentina tiene importantes efectos negativos para la cohesión social y las relaciones intergrupales. Según cifras del Instituto Nacional contra la Discriminación, la Xenofobia y el Racismo (INADI, 2015), la principal causa de discriminación en este país gira en torno a la situación socioeconómica de las personas.

En este sentido, uno de los aportes centrales para la comprensión de los fenómenos de discriminación, injusticia y desigualdad social ha sido la conceptualización y el estudio del prejuicio (Whitley y Kite, 2009). Desde una perspectiva psicológica, el prejuicio ha sido tradicionalmente definido como una “antipatía que puede ser sentida o expresada, basada en una generalización errónea e inflexible, dirigida hacia un grupo en su totalidad o hacia un individuo por formar parte de un grupo” (Allport, 1954, p.9).

Debido al énfasis en la antipatía como factor clave del prejuicio, en la década del ’80 distintos investigadores comenzaron a indagar las aparentes inconsistencias entre las investigaciones que sugerían que los niveles de prejuicio habían disminuido, con la evidencia que la desigualdad y discriminación aún persistían (Dovidio y Gaertner, 1986). En este marco, se desarrollaron nuevas perspectivas para el estudio del prejuicio en torno a la idea que el prejuicio no habría disminuido, sino modificado sus formas de expresión (McConahay y Hough, 1976; Kinder y Sanders, 1981; 1996; Pettigrew y Meertens, 1995).

La novedad de estos enfoques reside, principalmente, en la posibilidad de no limitarse a formas abiertas y evidentes de discriminación, necesariamente de tipo hostiles, y en considerar manifestaciones aparentemente positivas pero prejuiciosas, con las mismas consecuencias sociales de jerarquización y segmentación social. Así, se plantea que, en las sociedades occidentales, donde la valoración de ideales democráticos e igualitarios rechaza e inhibe la expresión abierta de comportamientos discriminatorios, tendrían lugar manifestaciones del prejuicio sutiles y menos evidentes (Navas, 1997).

En este marco, Pettigrew y Meertens (1995; 2001) desarrollaron las nociones de prejuicio manifiesto y sutil, examinando tanto las formas tradicionales del prejuicio como las nuevas expresiones. Para los autores, el prejuicio manifiesto refiere a formas de expresión hostiles vinculadas a la percepción de amenaza, rechazo al exogrupo y oposición al contacto íntimo con sus miembros. Por su parte, el prejuicio sutil se caracteriza por expresiones más aceptadas socialmente como la defensa de los valores tradicionales del endogrupo, la exageración de las particularidades culturales del exogrupo y la negación de emociones positivas hacia éste.

Con el objetivo de evaluar empíricamente estos constructos, Pettigrew y Meertens (1995) desarrollaron una escala para la evaluación del prejuicio sutil y manifiesto hacia inmigrantes, en una muestra de 3.810 individuos de distintos países europeos -Holanda, Alemania, Francia y Reino Unido-. Las propiedades psicométricas de esta escala, resultaron adecuadas en todas las submuestras con las que se trabajó (.87 < α < .90 para la subescala manifiesta y .73 < α < .82 para la subescala sutil). Posteriormente, Rueda y Navas (1996) realizaron una adaptación al idioma español de la versión original de la escala para indagar el prejuicio hacia tres exogrupos en una muestra española: Gitanos, magrebíes y negros. Al igual que los resultados obtenidos en la versión original, los autores arribaron a una escala con adecuadas propiedades psicométricas (α = .75 y .74 para la subescala manifiesta y sutil, respectivamente).

A partir de entonces, ha surgido un número considerable de investigaciones en países hispanohablantes que indagaron el prejuicio sutil y manifiesto hacia distintos grupos sociales. Por ejemplo, prejuicio hacia homosexuales (Quiles et al., 2003); inmigrantes (Gómez y Huici, 1999; Cárdenas et al., 2007; González‐Castro, Ubillos e Ibáñez, 2009; Rodríguez et al., 2009); gitanos (Gómez y Huici, 1999; Gómez-Berrocal y Moya, 1999; Rodríguez et al., 2009); y, distintos grupos indígenas (Cárdenas et al., 2007; Laborín, Parra y Valdéz, 2012; Ramírez, Estrada y Yzerbyt, 2016; Ungaretti, Etchezahar y Barreiro, 2018).

Entre los trabajos mencionados, resultan particularmente relevantes para el presente estudio aquellos que analizaron el prejuicio hacia personas en situación de exclusión social (Álvarez, Corpas y Corpas, 2016a; Álvarez-Castillo, Corpas-Reina y Corpas-Reina, 2016b) y hacia villeros⁽¹⁾ (Muller, Ungaretti y Etchezahar, 2017; Sosa, Bastias y Barreiro, 2019). La investigación de Álvarez et al. (2016a; 2016b) se realizó sobre una muestra española de profesionales de servicios sociales o afines. Los autores, basándose en la versión de Rueda y Navas (1996), desarrollaron una escala para indagar prejuicio sutil y manifiesto hacia personas en exclusión social, incluyendo en este amplio grupo a las personas afectadas por la pobreza, aunque no específicamente a este sector poblacional.

Por su parte, Muller et al. (2017) estudiaron en población argentina el prejuicio sutil y manifiesto hacia los villeros, grupo social próximo al grupo objeto de prejuicio considerado en el presente estudio, pero con ciertas diferencias en su caracterización y representación (Guber, 1998). Por tanto, teniendo en cuenta los trabajos previos alcanzados por el presente trabajo se advierte que no existe una escala para evaluar prejuicio sutil y manifiesto hacia personas en situación de pobreza.

No obstante, distintos estudios sobre las personas en situación de pobreza han indagado variables próximas al prejuicio como, por ejemplo, estereotipos sobre los pobres (Ashmore y McConahay, 1975); sentimientos y estereotipos hacia los pobres y la pobreza (Cozzarelli, Wilkinson y Tagler, 2001); actitudes hacia la pobreza (Reyna y Reparaz, 2014; Roussos y Dovidio, 2016); y, reacciones emocionales (Bastias y Cañadas, 2021; Yúdica, Bastias y Etchezahar, 2021). Particularmente, en el contexto argentino, Gatica et al. (2017) realizaron un estudio con estudiantes universitarios utilizando una escala de elaboración propia para evaluar prejuicio hacia personas en situación de pobreza desde tres dimensiones: Cognitiva, emocional y conductual (Gatica et al., 2015). Sin embargo, no se consideraron las formas de expresión sutiles del prejuicio.

Por otra parte, el prejuicio ha sido analizado en vinculación con variables como Orientación a la Dominancia Social (ODS) y la Creencia en un Mundo Justo (CMJ). Mencionados constructos se han utilizado para explicar la justificación de las relaciones jerárquicas propias de los diferentes sistemas sociales injustos (Jost y Hunyady, 2005). La ODS, se refiere a la preferencia de las personas por el establecimiento de relaciones jerárquicas entre los grupos sociales, donde aquellos considerados superiores gozan de mayores derechos que los considerados inferiores (Pratto et al., 1994).

Estudios previos en España (Canto, Perles y San Martín, 2012), Argentina (Muller et al., 2017; Ungaretti et al., 2018), Bélgica (Van Hiel y Mervielde, 2005) y Alemania (Cohrs y Asbrock, 2009), han identificado correlaciones positivas entre la ODS y el prejuicio sutil y manifiesto. En particular, mientras algunos resultados señalan que altos niveles de ODS se vinculan con puntuaciones altas en prejuicio manifiesto (Van Hiel y Mervielde, 2005; Canto et al., 2012), otros identifican una intensidad similar en la correlación con ambas formas del prejuicio (Muller et al., 2017).

Por otra parte, la CMJ se refiere a la creencia en que el mundo es un lugar justo, donde cada uno obtiene lo que merece (Lerner 1980; 1998; Lerner y Clayton, 2011). Los individuos sostienen y respaldan esta creencia motivados por la necesidad de percibir el medio físico y social de forma estable, ordenada, así como controlable. No obstante, la misma opera contribuyendo al mantenimiento de la desigualdad social (Jost y Hunyady, 2005; Barreiro, 2013) mediante la negación de las injusticias al culpabilizar a las víctimas de sus padecimientos y, por ello, contribuye a la emergencia y sostenimiento del prejuicio (Cozzarelli et al., 2001; Etchezahar, 2018).

En este sentido, los estudios sobre la CMJ y el prejuicio muestran una correlación positiva entre ambas variables (Rüsch et al., 2010; Bizer, Hart y Jekogian, 2012; Johansson y Kunst, 2017; Gatica et al., 2017); sin embargo, no se han hallado estudios que consideren las relaciones de la creencia en un mundo justo diferenciando las formas sutiles y manifiestas del prejuicio.

Por último, el prejuicio también se encuentra asociado al sexo y la clase social de las personas. Los hombres puntúan más alto que las mujeres, tanto en las nuevas formas de prejuicio como en sus formas tradicionales (Pedersen y Walker, 1997; Pedersen et al., 2000; Cárdenas y Barrientos, 2008a; 2008b; Etchezahar, 2018). Mientras que el prejuicio alcanza mayores niveles entre personas de bajo nivel socioeconómico (Pedersen y Walker, 1997; Cárdenas, 2006; Pettigrew et al., 2008; Cárdenas et al., 2011; Carvacho et al., 2013).

En este marco, el objetivo principal del presente trabajo fue llevar a cabo la adaptación y validación de la escala de Pettigrew y Meertens (1995) para el estudio del prejuicio sutil y manifiesto hacia las personas en situación de pobreza. Además, con el objetivo de analizar la validez de criterio de la nueva escala, se calcularon las relaciones del prejuicio sutil y manifiesto con las variables psicosociales ODS y CMJ. Por último, se realizó una comparación entre las puntuaciones de prejuicio sutil y manifiesto según el sexo y la clase social autopercibida.

1. Metodología

1.1. Tipo de investigación

El presente es un estudio empírico con metodología cuantitativa, ubicado en la categoría de “estudios instrumentales” según la clasificación de Montero y León (2007). Como tal, el mismo tiene el objetivo de desarrollar pruebas, aparatos e instrumentos, incluyendo tanto el diseño o adaptación como el estudio de las propiedades psicométricas de éstos.

1.2. Participantes

Participaron 712 estudiantes universitarios con edades comprendidas entre 17 y 48 años (Media = 22,19; Desviación Típica = 4,77), de los cuales un 72,8% (. = 518) fueron mujeres. Además, el 4,2% (. = 29) se posicionó como perteneciente a la clase social baja; el 60,1% (. = 413) a la clase social media baja; el 35,4% (. = 243) a la media alta; y, el 0,3% a la clase alta (. = 2). Todos los participantes residían en la Provincia de San Juan, Argentina, y se encontraban estudiando una carrera de grado en alguna de las dos Universidades con mayor número de estudiantes de la mencionada Provincia.

Participaron 712 estudiantes universitarios con edades comprendidas entre 17 y 48 años (Media = 22,19; Desviación Típica = 4,77), de los cuales un 72,8% (n = 518) fueron mujeres. Además, el 4,2% (n = 29) se posicionó como perteneciente a la clase social baja; el 60,1% (n = 413) a la clase social media baja; el 35,4% (n = 243) a la media alta; y, el 0,3% a la clase alta (n = 2). Todos los participantes residían en la Provincia de San Juan, Argentina, y se encontraban estudiando una carrera de grado en alguna de las dos Universidades con mayor número de estudiantes de la mencionada Provincia.

1.3. Instrumento

Para la recolección de datos se utilizó un instrumento de tipo autoadministrable que incluyó las siguientes variables:

a. Escala de prejuicio sutil y manifiesto: Se realizó la adaptación y validación de la versión original de Pettigrew y Meertens (1995), para la evaluación del prejuicio sutil y manifiesto hacia las personas en situación de pobreza. Las propiedades psicométricas de la escala de Pettigrew y Meertens (1995) resultaron adecuadas (.87 < α < .90 para la subescala manifiesta y .73 < α < .82 para la subescala sutil), al igual que la primera adaptación al español realizada por Rueda y Navas (1996) (α = .75 y .74 para la subescala manifiesta y sutil, respectivamente).

Para la presente escala referida a personas afectadas por la pobreza, se presentaron ítems en relación con el prejuicio sutil (e.g., “Las personas pobres educan a sus hijos con valores diferentes a los necesarios para ser exitosos en nuestra sociedad”) y con el prejuicio manifiesto (e.g., “Los políticos se preocupan demasiado por las personas pobres y no tanto por el resto de los ciudadanos”). El formato de respuesta utilizado fue de tipo Likert con cinco anclajes, desde 1 (Totalmente en desacuerdo) a 5 (Totalmente de acuerdo). Algunos ítems fueron redactados en sentido opuesto al constructo, por lo tanto, es necesario invertir sus puntajes para ser interpretados. A mayor puntaje en ambas dimensiones, mayores niveles de prejuicio.

b. Escala de Orientación a la Dominancia Social: Se utilizó una versión adaptada y validada al contexto argentino (Etchezahar et al., 2014), de la escala original de ODS (Pratto et al., 1994; Sidanius y Pratto, 1999). El estudio de Etchezahar et al. (2014) reporta una adecuada consistencia interna (α = .88) y validez de constructo (CFI = .94; RMSEA = .07). La misma contiene 10 ítems agrupados en dos dimensiones: Dominancia grupal (e.g., “Para salir adelante en la vida, algunas veces es necesario pasar por encima de otros grupos de personas”, “Todos los grupos superiores deberían dominar a los grupos inferiores”) y oposición a la igualdad (e.g., “Habría menos problemas si tratáramos a los diferentes grupos de manera más igualitaria”, “Se debe aumentar la igualdad social”). El puntaje de los ítems de la dimensión oposición a la igualdad debe ser invertido para ser interpretado, como sucede en la versión original. El formato de respuesta es tipo Likert con cinco anclajes, desde 1 (Completamente en desacuerdo) a 5 (Completamente de acuerdo). Mayores niveles sugieren una mayor orientación a la dominancia social.

c. Escala de Creencia Global en un mundo justo: Se utilizó la versión adaptada y validada al contexto argentino (Barreiro, Etchezahar y Prado-Gasco, 2014), de la escala de Creencia Global en un Mundo Justo de Lipkus (1991). Esta versión ha mostrado indicadores de fiabilidad (α = .83) y validez adecuados (S-B X2 / (df) = 2.98; CFI = .96; Δ2 = .96; RMSEA = .08) en el estudio de Barreiro et al. (2014). La misma consta de siete ítems (e.g., ‘Creo que las personas se han ganado las recompensas y los castigos que reciben’) con opciones de respuesta tipo Likert de 5 anclajes, desde 1 (Totalmente en desacuerdo) a 5 (Totalmente de acuerdo). Puntajes más altos en esta escala reflejan una mayor creencia en un mundo justo.

d. Datos sociodemográficos: Se incluyeron preguntas para conocer la edad, sexo y clase social autopercibida de los participantes. Con respecto a esta última variable, se realizó la pregunta “¿En qué clase social se posicionaría usted?” con las siguientes cuatro opciones: Baja, media baja, media alta y alta.

1.4. Procedimiento

Se siguieron las recomendaciones de Muñiz, Elosua y Hambleton (2013); así como la de International Test Commission (ITC, 2017); para considerar los aspectos lingüísticos y culturales en la adaptación de la escala de prejuicio sutil y manifiesto de Pettigrew y Meertens (1995). En una primera etapa, se tradujeron los ítems de la versión original de la escala al español. Para ello, se escogió a traductoras profesionales bilingües, quienes trabajaron de forma independiente privilegiando una adaptación funcional más que literal.

En una segunda etapa, se reemplazó al grupo objeto de prejuicio original por el de “personas pobres” y se incorporaron algunos ítems referidos a cada una de los subdimensiones del prejuicio sutil y manifiesto teniendo en cuenta las diferentes versiones de la escala ya adaptadas al español (Quiles et al., 2003; Cárdenas et al., 2007; Álvarez et al., 2016; Muller et al., 2017;Ungaretti et al., 2018). La pertinencia de cada uno de los ítems a las dimensiones de prejuicio fue sometida al criterio de jueces expertos.

En relación con los aspectos éticos, se invitó a los participantes del estudio a colaborar de forma voluntaria con la investigación. Se solicitó el consentimiento informado de los participantes y se mencionaron los objetivos del estudio. Asimismo, de acuerdo con la Ley Nacional 25.326 de protección de los datos personales, se comunicó que los datos derivados de esta investigación se utilizarán con fines exclusivamente científicos, manteniendo el anonimato de los participantes.

La administración del instrumento se realizó de forma individual, dentro de las aulas de la universidad y sin límite de tiempo. Al menos dos investigadores estuvieron presentes durante el proceso de recolección de datos. Una vez concluida la recolección de los mismos, se respondieron algunas preguntas realizadas por los participantes sobre la investigación.

1.5. Análisis de datos

Los datos fueron procesados y analizados en los softwares SPSS (George y Mallery, 2003) y EQS. Se calcularon y analizaron los estadísticos descriptivos de los ítems (media, desviación típica, curtosis, asimetría), así como también, para el caso de las escalas, la correlación de cada ítem con el total de su dimensión (prejuicio sutil y prejuicio manifiesto) y el Alfa de Cronbach si se elimina el elemento. Para testear la consistencia interna de cada escala, se utilizó el estadístico Alfa de Cronbach.

Con respecto a la validez de constructo, se llevó a cabo un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) para conocer si las respuestas de los participantes se ajustaban de forma adecuada al modelo de una o dos dimensiones (sutil y manifiesta) del prejuicio hacia las personas en situación de pobreza. En este punto, se tuvo en cuenta el señalamiento de Pérez-Gil, Chacón y Moreno (2000) de no llevar a cabo en una misma muestra tanto un AFC como un Análisis Factorial Exploratorio (AFE), debido a su redundancia. Por ello se optó por el AFC, debido a que uno de los objetivos de investigación fue comparar los modelos de una y dos dimensiones. Asimismo, las dimensiones del prejuicio sutil y manifiesto han sido estudiadas en investigaciones previas a través del AFC (Muller et al., 2017).

Posteriormente, para analizar la validez de criterio, se llevaron a cabo correlaciones utilizando el estadístico . de Pearson entre las dimensiones de prejuicio sutil y manifiesto con otras variables, tales como, CMJ y ODS. Por último, se testeó la normalidad de los ítems, así como de las variables transformadas, requisito para el uso de prueba . de Student.

2. Resultados y discusión

En primer lugar, se analizaron los estadísticos descriptivos de los ítems de la escala de Prejuicio Sutil y Manifiesto (ver Tabla 1). De acuerdo con los niveles de curtosis y asimetría de cada ítem (-1.5 < x < 1.5), el análisis de la correlación de cada ítem con el total de su dimensión (prejuicio sutil y prejuicio manifiesto) (> .40) y el Alfa de Cronbach si se elimina el elemento (la eliminación de ningún ítem aumenta la consistencia interna de la escala total), se obtuvo una escala de 12 ítems, seis por cada dimensión de prejuicio. La consistencia interna de la dimensión de prejuicio sutil (α = .70), de prejuicio manifiesto (α = .76) y de la escala total (α = .83) resultaron adecuadas.

El próximo paso fue analizar si las respuestas de los participantes del estudio se ajustaban de forma adecuada al modelo de una o dos dimensiones (sutil y manifiesta) del prejuicio hacia las personas en situación de pobreza. Como se puede observar en la Tabla 2, a partir de los resultados de los análisis confirmatorios, existen leves diferencias entre los modelos de una y dos dimensiones correlacionadas. El Índice de ajuste no normalizado del modelo de una dimensión se encuentra ligeramente por debajo de .9 y, en general, teniendo en cuenta los demás índices y valores obtenidos, el modelo de dos dimensiones muestra un mejor ajuste.

Con respecto a la estructura factorial de la escala, la subescala de prejuicio manifiesto incluye ítems de las dos dimensiones teóricas consideradas en la escala original de Pettigrew y Meertens (1995): i) La percepción de amenaza y rechazo del exogrupo; y, ii) el rechazo a la intimidad con sus miembros. Sin embargo, en la subescala de prejuicio sutil emergen dos de las tres dimensiones esperadas: i) Exageración de las diferencias culturales; y, ii) defensa de los valores tradicionales. Mientras que, se encuentra ausente la dimensión de negación de emociones positivas hacia el exogrupo. Esto es, las emociones positivas evaluadas (admiración y simpatía hacia las personas en situación de pobreza) no presentan relación con las otras dos dimensiones del prejuicio sutil y no se considera un indicador de éste.

Variaciones en la estructura factorial de la escala original de Pettigrew y Meertens (1995) han sido reportadas en otros estudios. En particular, la dimensión negación de emociones positivas se encuentra ausente también en las escalas de Cárdenas et al. (2007); y Ungaretti et al. (2018), al evaluar prejuicio hacia inmigrantes bolivianos e indígenas, en Chile y Argentina. De acuerdo con Cárdenas et al. (2007), esto puede estar asociado a la poca pertinencia que presenta el hablar de presencia o ausencia de admiración y simpatía respecto a ciertos grupos sociales. En este sentido, la estructura de la escala puede experimentar variaciones según las características particulares del grupo objeto de prejuicio.

Asimismo, las diferentes manifestaciones del prejuicio reflejadas en la estructura factorial pueden deberse también a las características particulares del contexto donde se evalúa el prejuicio (Brown, 1995). En Argentina, al momento de escribir este trabajo -2019-, la pobreza afecta a uno de cada tres argentinos, al 35,4% de la población (INDEC, 2019a), y frente a grupos tan extensos oponerse al contacto íntimo con ellos presentaría cierta dificultad. Esto podría explicar la presencia en la escala de sólo un ítem de la dimensión oposición al contacto íntimo (ítem 2), quedando descartados los referidos a relaciones sexuales y a tener una persona que sufre la pobreza de jefe o de profesor.

Finalmente, cabe mencionar que sobre un mismo grupo social se elaboran representaciones y evaluaciones distintas en función de las características de los perceptores, quienes están atravesados por su contexto social, histórico, político e ideológico (Carvacho et al., 2013). Así, las diferentes manifestaciones del prejuicio podrían dar cuenta del carácter particular y significativo de la interacción entre la muestra bajo estudio y el grupo objeto de prejuicio.

Luego de analizar la validez de constructo de la escala de prejuicio sutil y manifiesto, se procedió a evaluar la validez de criterio mediante el análisis de las relaciones de prejuicio sutil y el manifiesto con ODS y CMJ. Se empleó el coeficiente de correlación de Pearson y, como se puede observar en la Tabla 3, se verificaron correlaciones positivas entre el prejuicio sutil y manifiesto y las variables ODS y CMJ. En relación con CMJ, el prejuicio manifiesto obtuvo una correlación moderada más intensa (r = .418) que el sutil (r = .334). Esto también se identificó al calcular la correlación de prejuicio manifiesto y sutil con ODS (r = .254 y r = .211, respectivamente).

Asimismo, el prejuicio sutil y el manifiesto correlacionan de forma positiva con intensidad moderada (r = .584), lo que es consistente con el estudio de Pettigrew y Meertens (1995). De acuerdo con Pettigrew y Meertens (2001): “La medida de prejuicio sutil debe estar al menos moderadamente correlacionada con una medida válida de prejuicio manifiesto” (p.305). El hecho que la correlación obtenida no sea demasiado elevada sugiere que, aunque ambas subescalas evalúan prejuicio, se trata de aspectos diferentes de fenómeno. En este sentido, resulta coherente que los individuos presenten ambas formas de prejuicio, pero diferentes niveles en cada uno de ellos.

Por otra parte, se identificaron diferencias estadísticamente significativas entre varones y mujeres en cuanto a los niveles de prejuicio sutil (t (705) = -2,713; p < .01; Cohen´s d = 0.228). Los varones obtuvieron mayores puntajes en prejuicio sutil (M = 2,87; DT = 0,88) con respecto a las mujeres (M = 2,67; DT = 0,85). Similarmente, se hallaron diferencias con respecto a los niveles de prejuicio manifiesto según el sexo de los participantes (t (704) = -2.264; p < .05; Cohen´s d = 0.19), siendo los varones quienes obtuvieron mayores puntajes (M = 2.65; DT = .92), en comparación con las mujeres (M = 2.48; DT = .89). Estos resultados son coincidentes con estudios previos (Pedersen y Walker, 1997; Pedersen et al., 2000). Con respecto a la clase social autopercibida, no se hallaron diferencias estadísticamente significativas entre grupos con ninguna de las dos manifestaciones del prejuicio evaluadas.

Conclusiones

El presente estudio tuvo como objetivo la adaptación y validación de una escala para evaluar el prejuicio sutil y manifiesto hacia las personas en situación de pobreza, debido a que no se contaba con una herramienta para medir tanto formas sutiles como manifiestas del prejuicio hacia ese sector poblacional. Los resultados obtenidos evidenciaron que la versión propuesta de 12 ítems (seis para evaluar el prejuicio sutil y seis para prejuicio manifiesto) de la escala de Pettigrew y Meertens cuenta con adecuadas propiedades psicométricas, análogas a las obtenidas en versiones en español que evaluaron prejuicio sutil y manifiesto hacia otros grupos sociales.

Asimismo, los hallazgos del presente trabajo confirman la relación positiva entre prejuicio sutil y manifiesto y variables asociadas a la justificación de la desigualdad, como ODS y CMJ. Con relación a CMJ, según la revisión realizada, este trabajo representaría el primer antecedente de la asociación de esta variable con las formas sutiles y manifiestas del prejuicio.

Con respecto a las comparaciones de los niveles de prejuicio según clase social autopercibida, no se observan diferencias en los niveles de prejuicio sutil y manifiesto. No obstante, en cuanto al sexo de los participantes, se reportaron mayores niveles de prejuicio tanto sutil como manifiesto en varones que en mujeres, lo que condice con gran parte de la literatura sobre el tema.

Como parte de las limitaciones del presente estudio se menciona la selección de una muestra no probabilística que no permite la extrapolación de los datos a la población. Además, la misma es relativamente homogénea en edad, clase social y nivel educativo. La prevalencia en el estrato medio de la clase social autopercibida, es un aspecto para tomar en cuenta en este sentido.

Se recomienda que futuras investigaciones consideren muestras de características diferentes a la trabajada a los fines de reevaluar las propiedades psicométricas del instrumento y, a su vez, sus relaciones con otras variables sociodemográficas y psico-sociales relevantes. Asimismo, se sugiere explorar también la relación que pudiera establecerse entre prejuicio y el grado de contacto con el sector poblacional objeto de prejuicio, así como también la calidad de este contacto.

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Notas