Relação entre Gênero, Compra Compulsiva Inovação e Hábitos de moda

O segundo grupo da análise deste estudo consiste em verificar as hipóteses constantes no modelo hipotético de pesquisa. Conforme expresso anteriormente, um primeiro conjunto de hipóteses extraídas da literatura busca evidenciar se os construtos compra compulsiva,

inovação e hábitos em moda são afetados por diferenças de gênero. Para testar tal hipótese,

inicialmente procedeu-se à validação desses construtos, conforme etapas sugeridas e implementadas para o Modelo 3M.

A primeira etapa da análise consistiu em excluir as observações com dados ausentes na variável “sexo”, reduzindo o banco de dados de 860 para 848, pois, conforme sugerem Hair et

al. (1998), processos de imputação de dados para variáveis nominais são menos confiáveis do

que os obtidos para variáveis métricas, sendo, portanto, pouco usual a reposição de dados ausentes nestes casos. No final, obteve-se uma amostra de 435 homens e 413 mulheres, respectivamente 51,3 e 48,7% da amostra, proporções consideradas equilibradas para implementar um estudo comparativo. Posteriormente, buscou-se identificar outliers multivariados pelo critério de D2 dentro do grupo de homens e do grupo de mulheres, tendo sido encontrados 31 outliers (p < 0,001) no grupo masculino (7,1%) e 27 no grupo feminino (6,5%). Interessante notar que houve uma redução do número de outliers quando foi feita a análise desagregada por gênero.

Os parâmetros normais de assimetria e curtose praticamente não se alteraram quando se compararam os dois grupos, e o percentual de variância explicada (η2

) pelo sexo para os indicadores do construto 3M foi pequena. A maior variação explicada foi de 3,96% para o indicador “Gosto de competir mais que os outros” do construto de necessidade de competição (NC1a), em que homens têm média de 5,20 e mulheres têm uma média de 4,16, o que pode ser um indício de que este traço composto é mais forte nos homens. Isso pode resultar de diferenças biológicas inatas ou de papéis sociais tradicionalmente masculinos, ligados à necessidade de provisão de sustento familiar.

Todos os construtos foram considerados unidimensionais na ACP. Os níveis de confiabilidade foram todos superiores a 0,70, tanto para homens quanto para mulheres, e a validade convergente foi atingida na AFC para todos os construtos e indicadores. A validade discriminante também foi obtida para todos os construtos, apesar das elevadas correlações

encontradas. Um resumo das principais análises realizadas segundo o gênero pode ser visto na Tabela 14:

Tabela 14 - Resumo dos testes de validade das medidas de compra compulsiva, inovação e hábitos em moda

CORRELAÇÕES CONSTRUTO DIMEN- SÕES ALFA CONF. COMP. AVE CC IM HM Homens Compra Compulsiva (CC) 1 0,7525 78,74% 38,69% ---

Inovação em Moda (IM) 1 0,7986 83,08% 52,01% 0,936 --- Hábitos de Moda (HM) 1 0,8084 85,40% 45,77% 0,844 0,847 ---

Mulheres

Compra Compulsiva (CC) 1 0,8339 85,52% 49,87% ---

Inovação em Moda (IM) 1 0,8267 84,73% 54,21% 0,917 --- Hábitos de Moda (HM) 1 0,8135 84,51% 44,38% 0,798 0,848 --- FONTE: Dados da pesquisa

Observações: Dimensões correspondem ao número de dimensões obtidos na AFE. O alfa corresponde à consistência interna obtida segundo o Alfa de Cronbach. Conf. Comp. corresponde à confiabilidade composta. AVE é variância média extraída. A correlação é a estimativa padronizada da covariância dos construtos na AFC.

Na Tabela 14 observa-se que as medidas parecem ser ligeiramente mais confiáveis para o grupo de mulheres se comparado aos homens. Isso pode resultar tanto de um maior envolvimento das mulheres com o fenômeno estudado (AUTY e ELLIOT, 1998; BROWNE e KALDENBERG, 1997) quanto da presença de viés de respostas socialmente aceitas, o que poderia alterar a forma das correlações entre os construtos teóricos (NETEMEYER et al., 2003). Outro aspecto interessante de observar é a maior correlação entre compra compulsiva e os construtos de moda para homens se comparados às mulheres, resultado que será avaliado no teste efetivo do modelo.

Levando-se em conta que os construtos apresentam resultados válidos quando comparados por gênero, procedeu-se ao teste das hipóteses relativas a diferenças de gênero no modelo. Para realizar o teste de hipóteses, empregou-se uma abordagem baseada em modelagem de equações estruturais similar à proposta empregada por O’Cass (2004) para investigar a relação entre envolvimento em moda e gênero. O autor empregou um modelo estrutural em que o sexo é inserido como uma variável observável, livre de erros de mensuração, que

influencia o construto latente de interesse, analisando a significância do caminho que liga a variável sexo (0 = homem; 1 = mulher) com o envolvimento em moda. Mas nesta dissertação investigou-se a relação da variável sexo com compra compulsiva, inovação e hábitos de

moda.

Levando-se em conta a suposição da existência de viés de adequação social nas relações entre os construtos, inseriu-se a escala unidimensional de viés de adequação social (α de Cronbach=0,61) composta de três indicadores (III.38, III.40, III.54), como uma segunda covariável na análise, visando identificar se existem diferenças nas médias dos construtos

compra compulsiva, inovação em moda e hábitos de moda quando controlados os efeitos do

viés de adequação social. Essa abordagem por equações estruturais tem a vantagem de ser coerente com a teoria do escore verdadeiro ao assumir que os construtos de interesse são latentes e que os indicadores observáveis são afetados por erros de mensuração, o que não seria detectado em uma análise multivariada de variância.

Nesse aspecto, trata-se de um procedimento similar à análise de covariância, conforme procedimentos sugeridos por Jöreskog e Sörbom (1989, p. 112). Segundo os autores, é possível comparar as médias de uma variável em um conjunto de grupos preestabelecidos criando G-1 variáveis dicotômicas (onde G é o número de grupos) e regredindo as variáveis mudas sobre o construto em interesse. No caso da ANCOVA, inicialmente regridem-se as covariáveis (x) sobre o construto de interesse e calcula-se o Ryx2 da relação. Em um segundo procedimento, as covariáveis (x) e as variáveis (d) são regredidas sobre o construto de interesse (y) e o valor R2yxd é calculado. Assim, é possível calcular um teste formal F com base na formula 11.

) 1 ; 1 ( ) 1 /( ) 1 ( ) 1 /( ) ( 2 2 2 − − − ≈ − − − − − = F G N G G N R G R R F yxd yx yxd [11]

A hipótese nula do teste é que a média do construto, ajustada pelas covariáveis, é igual nos grupos. Em suma as suposições subjacentes ao teste são; 1) a igualdade da matriz de variância-covariância dos grupos; 2) as relações entre as covariáveis sobre o construto são iguais nos grupos (JORESKOG e SÖRBOM, 1989). Para testar o pressuposto de igualdade da matriz de variância-covariância, empregou-se o teste BOX´s M, mas todos os resultados foram significativos ao nível de 1%, indicando que as matrizes de variância-covariância de homens e mulheres são diferentes para os construtos compra compulsiva, inovação em moda

e hábitos de moda. È importante lembrar da sensibilidade do teste frente à ausência de

normalidade multivariada e ao tamanho considerável da amostra (HAIR et al., 1998). Considerando ainda o equilíbrio no tamanho das subamostras de homens e mulheres, a ausência de igualdade nas matrizes de covariância tem um impacto relativamente inferior sobre o teste (TABACHNICK e FIDEL, 2001, p. 395).

Já a igualdade das retas de regressão da covariável viés de adequação social foi feita pela comparação dos parâmetros gama (Γ) em um procedimento multigrupo por meio da MEE, conforme sugerem Jöreskog e Sörbom (1989). Esse procedimento visa verificar a igualdade do peso do construto VAS sobre os construtos analisados para homens e mulheres. Para tal, faz-se um teste de diferença qui-quadrado entre um modelo (restrito) em que se assume que os pesos de VAS para os construtos são iguais para homens e mulheres e um segundo modelo em que esse peso é considerado diferente para os grupos (irrestrito). Os resultados dos testes de diferença qui-quadrado com 1 grau de liberdade indicaram que não existem diferenças significativas entre os pesos do viés de adequação social sobre os construtos compra

compulsiva, inovação e hábitos de moda16, pois as diferenças dos modelos restritos menos os irrestritos foram menores que 3,841 (valor crítico da estatística qui-quadrado com 1 grau de liberdade). A maior diferença encontrada foi para o peso de VAS sobre o construto compra

compulsiva que nos homens tem um peso padronizado de 0,669 e nas mulheres de 0,426,

indicando uma maior tendência amostral desse construto ao viés de adequação social para homens, apesar de esta diferença não ter sido considerada significativa ao nível de 5%. Assim, pode-se dizer que os pressupostos para aplicação do teste foram atendidos. Logo, realizaram- se os testes sugeridos conforme resume a Tabela 15.

Tabela 15 - Avaliação do impacto do gênero sobre os construtos

Construto EXÓGENOS ENDÓGENO CARG A RAZÃO T CARGA PADRÃO 2 yxd R Ryx2 TESTE F SIG. Sexo CC 1,092 6,208 0,247 0,336 0,302 43,268 0,000 VAS 0,418 7,652 0,459 Sexo IM 0,614 2,947 0,115 0,262 0,252 11,450 0,000 VAS 0,517 8,092 0,463 Sexo HM 1,646 9,313 0,377 0,272 0,147 145,090 0,000 VAS 0,213 5,348 0,271

FONTE: Dados da pesquisa

Observações: os valores das estimativas foram obtidos para o modelo em que os construtos endógenos são regredidos pelo sexo e Viés de Adequação Social.

Na Tabela 15 observa-se que os caminhos entre a variável sexo e os construtos compra

compulsiva, inovação em moda e hábitos de moda são significativos ao nível de 99%

unicaudal (2,236) e o percentual de variância explicada pelos dois construtos é de moderado a baixo. Observa-se que o sinal das estimativas para o gênero feminino (sexo = 1) é positivo, indicando que, conforme previsto teoricamente, mulheres tendem a obter maiores valores nos construtos compra compulsiva, inovação em moda e hábitos de moda se comparados aos homens. Em especial, observando-se as cargas fatoriais padronizadas dos construtos, observa- se que o construto hábitos de moda é o mais afetado pelo sexo, seguido por compra

compulsiva. Um ponto interessante é que o construto inovação em moda tem pouca relação

16_{Os valores da diferença qui-quadrado foram, respectivamente, χ}2

com o gênero quando controlado pelo viés de adequação social, já que a adição do gênero aumenta a variação explicada dos construtos em somente 1%. Isso pode indicar que grande parcela da variação da inovação em moda é independente do gênero. Além disto, pode-se dizer que os construtos testados são afetados pelo viés de adequação social, em especial

inovação em moda (carga padronizada = 0,463). Uma ressalva importante é que o construto

VAS é afetado por diferenças de gênero, de tal forma que mulheres tendem a ter maior tendência ao viés de adequação social17 se comparado aos homens, o que pode enviesar os resultados da análise (PESTANA e GAGEIRO, 2000).

No geral, os resultados indicam que mulheres, efetivamente, têm maiores tendências à compra compulsiva, inovação e hábitos em moda se comparadas aos homens, o que vem a confirmar as hipóteses quatro a seis deste estudo.