Risultati
Controlli di manipolazione
Tutti i partecipanti, tranne uno escluso dall’analisi (vedi sezione Partecipanti), hanno identificato correttamente il ruolo a cui sono stati assegnati, nonché il sesso del partner. Un t -test su campioni indipendenti ha rivelato che, come previsto, i partecipanti tendevano a sentirsi più deboli nella condizione di minaccia al dominio ( M = 3,40, SD = .088) rispetto alla condizione di controllo ( M = 3,66, SD = 0,71), t (110) = 1,72, p = .088, d = .32.
Oggettivazione sessuale delle donne
Le statistiche descrittive per le quattro variabili di risultato dell’oggettivazione sessuale erano le seguenti: avatar oggettivante ( M = 2,08, SD = 1,56), preferenza del compito oggettivante ( M = 4,82, SD = 2,27), coinvolgimento nell’oggettivazione ( M = .14, SD = .05) e l’oggettivazione esplicita ( M = 3,37, SD = 0,87). Le tre misure comportamentali dell’oggettivazione sessuale sono correlate positivamente con la misura esplicita e auto-riferita (la cui validità del costrutto è stata stabilita in ricerche precedenti, ad es. Bareket, Kahalon, et al., 2018 ; Bareket, Shnabel, et al., 2018 ), Rs = .21–.42, p < .03. Ciò indica che queste misure comportamentali (due delle quali sviluppate ai fini di questo studio e utilizzate qui per la prima volta) hanno attinto al costrutto che avrebbero dovuto misurare.
Per testare l’ipotesi 2, abbiamo condotto quattro analisi di regressione multipla gerarchiche, una per ciascuna variabile di risultato. I predittori erano SDO (standardizzato), condizione (codificato fittizio) e la loro interazione bidirezionale. Abbiamo incluso SDO e condizione come predittori nel primo blocco e abbiamo aggiunto l’interazione nel secondo blocco. Questi modelli di regressione sono presentati nella Tabella 1 e le interazioni bidirezionali, che abbiamo interpretato utilizzando il calcolatore online di Preacher, Curran e Bauer (2006) , sono illustrate nella Figura 1. Per migliorare l’interpretabilità della figura, abbiamo standardizzato tutte le variabili di risultato prima delle analisi.
Avatar oggettivante
Un partecipante aveva un valore mancante per questa misura a causa di un problema tecnico (le immagini degli avatar non sono state caricate). Inaspettatamente, e come si vede nella Tabella 1 , l’interazione Condizione × SDO prevista non era significativa.
Preferenza di attività oggettivante
Inaspettatamente, e come si vede nella Tabella 1 , l’interazione Condizione × SDO prevista non era significativa.
Impegno nell’oggettivazione
Come si vede nella Tabella 1 , l’interazione Condizione × SDO prevista era significativa. 6 Come previsto, i partecipanti relativamente alti in termini di SDO (+1 SD sopra la media) hanno trascorso una percentuale significativamente più alta del loro tempo guardando e classificando le fotografie dei corpi delle donne in costume da bagno (rispetto a guardare e classificare gli altri tipi di fotografie) in la minaccia al predominio rispetto alla condizione di controllo, pendenza semplice = 0,58 (0,28), t = 2,19, p = .031. Inaspettatamente, i partecipanti relativamente bassi su SDO (-1 SDal di sotto della media) hanno trascorso una percentuale significativamente inferiore del loro tempo a guardare e classificare le fotografie dei corpi di donne in costume da bagno nella condizione di minaccia al dominio rispetto alla condizione di controllo, pendenza semplice = -0,62 (0,27), t = -2,33 , p = .022.
Oggettivazione esplicita
Come si vede nella Tabella 1 , l’interazione Condizione × SDO prevista era significativa. Come previsto, i partecipanti relativamente alti su SDO hanno approvato atteggiamenti più oggettivanti nei confronti delle donne nella condizione di minaccia al dominio rispetto alla condizione di controllo, pendenza semplice = 0,51 (0,26), t = 1,96, p = .053 (l’effetto diventa significativo per i partecipanti cui Z SDO > 1.04). Al contrario, i partecipanti relativamente bassi su SDO hanno mostrato un’approvazione simile di atteggiamenti di oggettivazione esplicita nelle condizioni di minaccia al dominio e controllo, pendenza semplice = −0,33 (0,26), t = −1,27, p = .207.
Analisi aggiuntive
Condurre le quattro analisi di regressione controllando l’umore dei partecipanti (usando l’umore come covariata) non ha modificato le nostre conclusioni statistiche. In particolare, un modello di regressione gerarchico in cui abbiamo inserito umore (standardizzato), SDO (standardizzato) e condizione (codificato fittizio) come predittori nel primo blocco e l’interazione Condizione × SDO nel secondo blocco, ha prodotto un effetto di interazione significativo per coinvolgimento nell’oggettivazione, β = .38, t (107) = 3.23, p = .002 e oggettivazione esplicita, β = .27, t (107) = 2.39, p = .019, ma non per oggettivare avatar o attività oggettivanti preferenza, p s > .259. In tutti e quattro i modelli di regressione, l’effetto dell’umore non è stato significativo ( ps > .268).
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