McClendon, G. H. Social esteem and participation in contentious politics: a field experiment at an LGBT pride rally. American Journal of Political Science, vol. 58, n. 2, 2014, p. 279-290.
L → E → P
L → I → P
L → IG → P
Em que:
L = Laços sociais
E = Promessa de estima
P = Participação
I = Informação
IG = Identidade Grupal
Conforme o modelo teórico da autora, estima social, informação e identidade grupal são mediadores de L → P porque eles descrevem como laços sociais se convertem em participação. O experimento não intervém em L. Ele intervém diretamente em E, pulando L completamente. Considerando que os e-mails são enviados para uma lista de e-mails de uma organização, não está claro que essas pessoas necessariamente têm laços sociais fortes entre si e/ou com a organização. Nesse sentido, o experimento está estimando o efeito de E → P, não de L → E → P. Isso significa que mesmo que o experimento mostre que E causa P de forma robusta, ele não prova que é esse o mecanismo pelo qual laços sociais operam no mundo real. É possível que L → E → P funcione de forma muito diferente de uma promessa de estima entregue por e-mail por uma organização, porque a credibilidade e a saliência da estima dependem da qualidade dos laços preexistentes. Apesar de a autora ser bastante honesta sobre outras questões do trabalho, ela não reconhece explicitamente que o experimento testa E→P e não os mecanismos mediadores da relação entre laços sociais (L) e participação (P). Diversamente, a parte teórica do trabalho sugere precisamente isso, o que não é realizado.
O artigo adota um experimento com atribuição de três condições (informação apenas, newsletter e facebook), randomizando 3.651 potenciais participantes de uma ação coletiva realizada por uma organização LGBTQIAPN+ em Nova Jersey. As estratégias de dados e de resposta (Blair et al., 2023, p. 12 e 13), contudo, não resolvem totalmente o problema enunciado pela autora, i.e., a necessidade de isolar o mecanismo de estima social das explicações concorrentes (informacional e de mobilização de queixas). Enquanto o mecanismo informacional é controlado porque todas as condições receberam informação sobre o evento (data, local etc.), o mecanismo de queixas (grievance mechanism) é controlado pela randomização (a distribuição de identidade grupal é homogênea entre os grupos de tratamento e controle). Ocorre que os e-mails de tratamento dizem explicitamente “temos a maior admiração por qualquer pessoa que dedique tempo a apoiar causas LGBT”. Essa frase não parece prometer apenas estima social, ela também ativa a identidade grupal e o senso de causa compartilhada, i.e., o mecanismo de queixas. O e-mail de controle (informacional) não tem essa frase (McClendon, 2014, p. 283). Além da randomização, McClendon mobiliza a diferença nas respostas do survey para descartar os mecanismos alternativos (Tabela 4, p. 288), supondo que as respostas do survey refletem mecanismos causais reais. Contudo, o survey pode não estar medindo o mecanismo, mas a interpretação que o próprio tratamento (redação dos e-mails) induziu sobre o comportamento (participação ou não). Em síntese, embora num experimento com randomização a intercambialidade (Hernán e Robins, 2025, p. 14) seja garantida por design (não por suposição), ela resolve o confundimento de U sobre a relação E→P, mas não resolve o problema de o próprio conteúdo do e-mail ativar IG simultaneamente a E. Isto porque não se trata de uma diferença pré-existente entre grupos, mas sim de uma consequência do tratamento em si.
McClendon reconhece explicitamente que o custo de exposição pública pode ser uma ameaça à hipótese (particularmente considerando pessoas da comunidade LGBTQIAPN+), mas mobiliza essa característica como um argumento para dizer que o contexto era um teste mais difícil para a hipótese, i.e., que encontrar efeito positivo mesmo assim aumentaria a confiança na generalização. Apesar disso, é preciso considerar o outro lado da moeda: se o risco de exposição é alto e mesmo assim E→P é positivo, isso pode significar que a promessa de estima é especialmente poderosa para quem já decidiu que o risco é aceitável, ou seja, o efeito pode estar concentrado num subgrupo específico. Dito de outro modo, a estimativa é internamente válida para essa população, mas a distribuição de risco percebido dessa população é muito específica: são membros de uma organização LGBTQIAPN+ em Nova Jersey que já se cadastraram voluntariamente numa lista de e-mails de advocacy político. Esse parece ser um grupo que, por definição, já avaliou que o custo de exposição pública é tolerável para eles. Então o ATE que o experimento estima é uma média dentro de uma subpopulação com nível de risco percebido já filtrado para baixo. O efeito de E→P pode ser muito diferente em populações onde o risco percebido tem distribuição diferente, como pessoas não filiadas a organizações. Em síntese, o experimento produz uma estimativa internamente válida para a amostra, mas a seleção amostral (membros voluntários de uma lista de advocacy) limita a transportabilidade do estimando para populações com distribuição diferente de risco percebido.
Aceitar com revisões. As revisões indispensáveis dizem respeito: ao reconhecimento explícito de que o experimento não testa os mecanismos mediadores de L→P, mas sim o efeito direto de E→P (item 1); à problematização da evidência de mecanismo via survey pós-experimento, salientando que as respostas do survey podem ter sido induzidas pelo próprio tratamento (item 2); à discussão mais cuidadosa dos limites de generalização impostos pela seleção amostral (item 3). Quanto ao problema de validade de constructo, recomenda-se que pesquisas futuras desenvolvam condições de tratamento que permitam variar a promessa de estima independentemente da ativação de identidade grupal (mecanismo de queixas), de modo a isolar os efeitos de cada elemento.