TYTUS SOSNOWSKI MAREK WIECH•
PRZESDNO I PRÓBA JEJ POMIARU:
KWESTIONARIUSZ OTWARTOCI PRZEKONA (KOP20)
*Pierwsza cz artykułu omawia współczesne badania nad przesdami, problem ródeł przesdów, ich uniwersalnoci/lokalnoci oraz wiar w pecha i szczcie jako kluczowe elementy przesdnoci. Druga cz pracy prezentuje etapy konstrukcji narzdzia do pomiaru przesdnoci – Kwestionariu-sza Otwartoci Przekona (KOP20) – oraz badania dotyczce jego własnoci psychometrycznych. Kwestionariusz KOP20 okazał si narzdziem o praktycznie jednoczynnikowej strukturze oraz bardzo wysokiej homogenicznoci i zgodnoci wewntrznej (α = 0,96). Zgodnie z przewidywania-mi, wyniki testu koreluj ujemnie z wykształceniem, a pozytywnie z autorytaryzmem, lkiem, reak-tywnoci emocjonaln i persewerareak-tywnoci.
Słowa kluczowe: przesdno, Kwestionariusz Otwartoci Przekona KOP20.
„Wszyscy ludzie ywi przesdy, tyle e odmiennego rodzaju” Immanuel Kant, Encyklopedia filozoficzna
I. FENOMEN PRZESDNOCI
1. Przegld bada nad przesdami
Według encyklopedii PWN przesd to „[...] przyjte bezrefleksyjne przeko-nanie, pogld przyjmowany stanowczo, lecz bez naleytego uzasadnienia,
PROF. DR HAB. TYTUS SOSNOWSKI, Wydział Psychologii Uniwersytetu Warszawskiego, ul. Stawki 5/7, 00-183 Warszawa; e-mail: tytus@psych.uw.edu.pl
MGR MAREK WIECH, Instytut Podstaw Informatyki PAN, ul. Ordona 21, 01-237 Warszawa; e-mail: wieszcz@data.pl
sprzeczny z faktami i trudny do usunicia za pomoc racjonalnej argumentacji” (1985, t. 3, s. 790). Cho przesdy interesuj naukowców od bardzo dawna, to w ostatnim dziesicioleciu mona zauway szczególny wzrost bada na ten te-mat. Zmienia si równie ich profil. Na pocztku badacze starali si zebra w jednej kategorii wiele rodzajów wierze. Jako przesdy traktowane były np. tak róne zjawiska, jak wiara w szczcie przynoszone przez czterolistne koniczyny, chiromancja, przepowiadanie przeszłoci, astrologia, grafologia i spirytualizm, chocia starano si rozróni midzy tzw. przesdami „silnymi” i „słabymi” oraz midzy wierzeniami podtrzymywanymi przez wpływ społeczny, tradycj lub emocje (Rudski, 2003). Pewien przełom dokonał si po opublikowaniu klasycznej pracy Skinnera (1948) nad zachowaniami przesdnymi u gołbi. Zapocztkowała ona (opisane dalej) badania nad powstawaniem błdnych oczekiwa i specyficz-nych reakcji u ludzi. Od klasycznie pojmowaspecyficz-nych przesdów zachowania prze-sdne odrónia wzgldna niezaleno od tradycji i kultury (poniewa ich baz s wzmocnienia w rozumieniu teorii uczenia) oraz – akcentowane przez behawiory-stów – podobiestwo midzy zachowaniami przesdnymi ludzi i zwierzt. Innym specyficznym nurtem bada jest analiza zachowa przesdnych sportowców; łczy ona analiz wpływu rodowiska społecznego – zwłaszcza sportowego – z podejciem behawiorystycznym.
Za pierwsz udan prób kategoryzacji przesdów uwaa si typologi zapro-ponowan przez Jahod (1970). Wyrónił on cztery kategorie przesdów. Do pierwszej zaliczył przesdy bdce czci kosmologii i obrazu wiata, np. prak-tyki i wierzenia religijne lub parareligijne. Do drugiej – rozpowszechnione w społeczestwie potoczne przesdy, takie jak pech kojarzony z czarnym kotem albo systemy wróebne (dywinacyjne), np. numerologia. Do trzeciej nale prze-sdy zwizane z okultystycznymi dowiadczeniami jednostek, np. percepcj po-zazmysłow (ESP), dowiadczeniami wychodzenia poza ciało, komunikacj ze zmarłymi, zaprzeczajce uniwersalnym prawom fizyki. Czwart kategori tworz przesdy osobiste, np. wierzenia czy rytuały charakterystyczne tylko dla danej osoby, takie jak jej „szczliwe kapelusze” lub „szczliwe liczby”. Jahoda pod-krela, e te cztery kategorie nie musz by rozłczne i e kade z wierze moe mie cechy charakterystyczne dla wicej ni jednej kategorii.
Ostatnio naukowcy próbuj ostronie rozdzieli odmienne rodzaje wierze dziwnych (ang. anomalous) i nadprzyrodzonych (ang. paranormal). Grimmer i White (1992) badali studentów 31-pozycyjnym kwestionariuszem „wierzenia niekonwencjonalne”, które podzielili na podstawie uzyskanych wyników na pi
kategorii: pseudonauk (np. opisywane przez von Danikena mity o UFO, staro-ytnych astronautach, inteligencji pozaziemskiej oraz paradokumentalne ksiki, np. o zagubionym kontynencie, trójkcie Bermudzkim), religi tradycyjn (wiara w anioły, kreacjonizm), medycyn alternatywn (akupunktura, irydologia, home-opatia, biorytmy), przepowiadanie przyszłoci (np. astrologia, chiromancja, nu-merologia) i siły psi (np. jasnowidzenie, telepatia i prekognicja). Johnston, de Groot i Spanos (1995 – za: Rudski, 2003) poprosili 784 studentów o wypełnienie 75-pozycyjnego kwestionariusza, mierzcego wiar w najróniejsze zjawiska nadprzyrodzone. Wyodrbnili nastpnie cztery nadrzdne wymiary: nadprzyro-dzony, religijny, przesdny i „niezwykłe formy ycia”. Tobacyk i Milford (1983 – za: Rudski, 2003) opracowali kwestionariusz wierze nadprzyrodzonych z sied-mioma podskalami: tradycyjne wierzenia religijne, wiara w psi, czarownictwo,
przesdy, spirytualizm, niezwykłe formy ycia i prekognicja.
Randall i Desrosiers (1980) skonstruowali kwestionariusz do pomiaru Wie-rze Nadprzyrodzonych (Supernaturalism Scale), złoony z 40 pozycji. Pozycje skali tworzyło szerokie spektrum powszechnych wierze w siły nadprzyrodzone i fenomeny parapsychologiczne z siedmiu kategorii: astrologia, leczenie przez wiar, rónego rodzaju postrzeganie ponadzmysłowe (extrasensory perception), wiadomo rolin, wizyty UFO i magia/czarownictwo. Połowa stwierdze wy-raała wiar w zdarzenia nadprzyrodzone, połowa za sceptycyzm. Losowo roz-mieszczono równie osiem pozycji kontrolnych, dotyczcych tradycyjnej wiary religijnej, sumowanych osobno. Po zbadaniu 748 osób okazało si, e kobiety uzyskały wyniki istotnie wysze ni mczyni. Dodatkowo cz osób badanych wypełniła skal umiejscowienia kontroli I-E Rottera. Uzyskano nisk, ale istotn korelacj midzy obydwoma testami, zarówno w całej próbie (r = 0,190), jak i w grupie kobiet (r = 0,178) i mczyzn (r = 0,177). Rzetelno skali była bardzo wysoka (rtt = 0,88 dla kobiet i rtt = 0,86 dla mczyzn).
W badaniu, które przeprowadził na 170 studentach Rudski (2003), badani oceniali na 7-punktowej skali likertowskiej 28 cech, które opisywały fikcyjn osob przesdn. Póniej badani wypełniali kwestionariusz z identycznymi 28 pozycjami, tym razem opisujc samych siebie, oraz dodatkowo oceniali, na skali od 1 do 10, stopie własnej przesdnoci. Wyniki analizy czynnikowej, oddzielne dla obu kwestionariuszy, nieco od siebie odbiegały. W danych samoopisowych Rudski wyrónił siedem czynników: wierzenia religijne, psi (wiara w duchy, moc pełni Ksiyca, komunikacja ze zmarłymi, czary, prekognicja, telepatia, reinkar-nacja), tradycyjna przesdno (np. „królicza łapka przynosi szczcie”, „czarny
kot przynosi pecha”, „skrzyowanie palców zapobiega nieszczciu”),
zachowa-nia przesdne (unikanie niektórych słów, specyficzne rytuały), dywinacja, alter-natywne siły przyrody (duchy, UFO) oraz natura (Yeti, telekineza, wiadomo
rolin). Sam autor zauwaa jednak, e badana grupa była silnie wyselekcjonowa-na ze wzgldu wyselekcjonowa-na kierunek studiów (Liberal Arts College w Pensylwanii).
Wspólnym mianownikiem wszystkich opisanych wyej bada jest podobie-stwo uzyskiwanych czynników, okrelanych zazwyczaj przez badaczy jako wiara w sił psi (łczca si czsto z prekognicj), tradycyjne wierzenia religijne oraz przesdy. Nie udało si nam jednak natrafi na badania, które w jakikolwiek spo-sób porównałyby opisane powyej kwestionariusze, i nie wiadomo, czy podo-biestwo czynników nie jest czysto leksykalne.
Zwizek midzy tradycyjn religijnoci a przesdnoci jest niejasny, a wy-niki bada niespójne. Rudski (2003) cytuje badania wskazujce bd na słaby zwizek midzy obiema cechami, bd na jego zupełny brak. W jego własnych badaniach korelacja midzy czynnikiem wiary religijnej a samoopisowym po-ziomem przesdnoci była niska, ale istotna (r = 0,30).
Przesdy s równie przedmiotem bada psychologii sportu. Zalicza si do nich czynnoci powtarzalne, formalne, sekwencyjne, wyranie róne od samych technik sportowych (technical performance), które w zamierzeniu sportowca maj przynie mu szczcie bd kontrol nad czynnikami zewntrznymi (Rud-ski, 2003). Doskonałym tego przykładem moe by zakładanie na kady mecz, w piłkarskim sezonie 2002/2003, tej samej czapki przez trenera zespołu z Grodzi-ska Wielkopolskiego. Latem było to dla niego co najmniej kłopotliwe, ale w wy-wiadach prasowych stwierdzał, e czapka przynosi szczcie druynie.
Wyczynowi sportowcy czsto powtarzaj przed zawodami pewne stałe rytu-ały, np. wykonuj czynnoci w okrelonej kolejnoci lub spoywaj tylko niektó-re pokarmy. Wielu bejsbolistów-pałkarzy (uderzajcych kijem piłk) wykonuje w trakcie swojej kolejki wiele skomplikowanych rytuałów, przywodzcych na myl tiki nerwowe. Nie wiadomo dokładnie, czym spowodowane jest ich zacho-wanie. By moe niskie prawdopodobiestwo sukcesu (nawet doskonały pałkarz trafia tylko w trzech przypadkach na dziesi) powoduje, e rytuały s traktowane jako rodki słuce zwikszaniu postrzeganej kontroli nad sytuacj (Ciborowski, 1997). Elementem czsto przeplatajcym si niemal we wszystkich zachowaniach kompulsywnych jest wiara, e pewne myli lub zachowania wywieraj wpływ na wyniki działania. Nie mamy natomiast pewnoci, czy np. u sportowców owe ry-tuały rzeczywicie nie zwikszaj ich skutecznoci, nawet jeli jest to tylko efekt
placebo (Ciborowski, 1997). Pomimo to, e 73% bejsbolistów opisało siebie jako
przesdnych, to tylko 16% wykonywało zawsze zachowania sugerujce ich wiar w zwizek przyczynowo-skutkowy midzy tymi zachowaniami a póniejszymi zdarzeniami. Wród tych 16% wikszo (62%) wykonywała zachowania prze-sdne, gdy tylko pojawiali si na boisku, natomiast pozostali wykonywali je co prawda nieregularnie, ale za to zawsze, kiedy ich druyna przegrywała bd wy-nik meczu stawał si niepewny. Gracze, pytani póniej, czy wierz w opisany zwizek przyczynowo-skutkowy, zaprzeczali, mówic „to nic nie szkodzi”, „trudno powiedzie” czy: „[w trakcie meczu] nie chcesz si pomyli”. Dopytywani o ostat-nie stwierdzeostat-nie odpowiadali, e gdyby ostat-nie wykonali swoich rytuałów i w rezulta-cie zespół przegrałby mecz, byłoby to z ich strony „popełnieniem pomyłki”.
2. ródła przesdów i zachowa przesdnych
Freud (1901/1997) upatrywał ródła zabobonów w braku introspekcji i ludz-kiej niechci do przypadkowoci, która – według niego – najsilniej przejawia si u paranoików, dopatrujcych si celowych działa w najbardziej błahych i nieza-mierzonych czynnociach innych ludzi. Jahoda (1970) przywołuje opini Robina Hortona (1967), który opisujc kultury pierwotne w Afryce, zauwaa w nich siln tendencj do nieprzyznawania si do niewiedzy, stojc w wyranej opozycji do postawy naukowców, zobligowanych do porzucania teorii, które le wyjaniaj zalenoci midzy faktami, nawet jeli brak jakiejkolwiek innej, konkurencyjnej teorii. W prymitywnych kulturach bardzo słabo rozwinite jest pojcie zbiegu okolicznoci, przewaa natomiast tendencja do przypisywania wszelkim zdarze-niom wyranie okrelonej przyczyny.
Równie Evans, Milanak, Medeiros i Ross (2002) wskazuj na niech do ak-ceptacji przypadkowoci i wynikajce z niej denie do wyjaniania zdarze w sposób przyczynowy (lecz niekoniecznie zgodny z prawd) jako jedno ze ró-deł przesdów. W ich badaniach, przeprowadzonych na trzy- i czteroletnich dzie-ciach z zespołem zaburze obsesyjno-kompulsywnych, stwierdzono istotny zwi-zek midzy intensywnoci i czstotliwoci zachowa kompulsywnych, prezen-towanych przez dzieci bd opisywanych przez ich rodziców, a wiar w magi i sprawcz sił ycze. Aktywno dzieci była pełna obsesyjnych rytuałów, np. omijania szczelin w chodniku lub trcania sztachet w ogrodzeniu w okrelonym porzdku. Poniewa nawet u normalnych dorosłych wystpuje duo przesdnych rytuałów (takich np. jak odpukiwanie w drewno), Evans i współautorzy uwaaj,
e podobnie jak w opisanych wczeniej zachowaniach przesdnych sportowców, rytuały s traktowane przez dorosłych i dzieci jako rodki słuce zwikszaniu postrzeganej kontroli nad sytuacj. Jahoda (1970) przytacza badanie z 1967 r., w którym odkryto silny zwizek midzy obiektywn trudnoci ze znalezieniem ródeł wody a odsetkiem ródkarzy w populacji danego stanu USA (im trudniej znale wod, tym wikszy odsetek ródkarzy w populacji).
W badaniach, jakie przeprowadzili Teigen, Evensen, Samoilow i Vatne (1999) stwierdzono, e w sytuacji braku kontroli lub zawierajcej duo przypad-kowoci, ludzie myleli o najgorszym moliwym do uzyskania wyniku jako o zupełnie realnej alternatywie. Oprócz tego zwracali wiksz uwag na zdarzenia wyjtkowe. Na przykład w opisach szczliwych wydarze skupiali si raczej na najbardziej negatywnych ewentualnociach (zdarzajcych si rzadko) ni na mniej przykrych, ale wystpujcych czsto. Mona wic postawi hipotez, e powstawaniu i utrwalaniu si przesdów sprzyja wyjtkowo pewnych zdarze lub brak kontroli nad sytuacj.
Jednej z najwaniejszych hipotez na temat pochodzenia przesdów dostarcza-j badania nad zachowaniami przesdnymi rozpoczte przez Skinnera. W swoim klasycznym badaniu (Skinner, 1948) nad warunkowaniem gołbi wykazał on, e mechanizm wytwarzania błdnych asocjacji, nazwany przez niego reakcj prze-sdn (superstitious response), nie wystpuje wyłcznie u ludzi. W eksperymen-cie głodne gołbie umieszczano na kilka minut w tzw. klatce Skinnera. Niezale-nie od zachowania ptaków, co stał liczb sekund (zazwyczaj co 15), wysuwano pokarm na płytce do dziobania i po piciu sekundach płytk chowano. Sze z o-miu gołbi spontanicznie zaczło powtarza czynnoci, które przypadkowo skoja-rzyły z pojawianiem si pokarmu (krcenie si po klatce w kierunku przeciwnym do wskazówek zegara, wielokrotne wpychanie głowy w jeden z górnych rogów klatki, machanie głow, dwa z ptaków hutały si od lewej strony do prawej, a po gwałtownym ruchu nastpował nieco wolniejszy powrót). Reakcje te były na tyle charakterystyczne, e z łatwoci rozpoznawało i zliczało je dwóch niezalenych obserwatorów, a jednoczenie nie wystpowały wczeniej u gołbi, ani w okresie adaptacyjnym, ani przed umieszczeniem tam płytki z pokarmem. Wszystkie reak-cje były zwykle gwałtownie powtarzane midzy wzmocnieniami, zazwyczaj pi do szeciu razy w cigu 15 sekund.
Według Skinnera eksperyment ten mona by okreli jako demonstracj spe-cyficznego zachowania przesdnego. Ptaki zachowywały si tak, jak gdyby istniał zwizek przyczynowo-skutkowy midzy ich zachowaniem a otrzymywaniem
pokarmu, chocia faktycznie go nie było. Trzeba jednak zwróci uwag, e goł-bie były wygłodzone (kady z nich, przed rozpoczciem bada, został poddany diecie, w trakcie której stracił 1/4 swojej wagi), a otrzymywane wzmocnienia były bardzo regularne i bardzo liczne (np. pokarm pojawiał si przez 5 minut z czstoci raz na 15 sekund) – oba te czynniki mogły bardzo zwikszy liczb zachowa generowanych przez ptaki.
U ludzi równie łatwo jest wytworzy zachowania przesdne, co wykazał eksperyment przeprowadzony w roku 1961 (Bruner i Revuski – cyt. za: Altemey-er, HunsbergAltemey-er, 1992 oraz Hock, 2003). Czterech uczniów szkoły redniej posa-dzono przed przyciskami telegrafu. Powiedziano im, e za kadym razem, gdy nacisn prawidłowy klawisz (jeden z czterech dostpnych), zadzwoni dzwonek, zapali si czerwona lampka, a oni zarobi 5 centów. Prawidłow reakcj było wcinicie klawisza nr 3. Jednak, podobnie jak w badaniu Skinnera, nacinicie przycisku nr 3 powodowało podane wzmocnienie dopiero po dziesiciu sekun-dach, w trakcie których uczniowie próbowali przyciska róne kombinacje innych klawiszy. Zachowanie wszystkich uczniów było bardzo podobne: po pewnym czasie kady z nich ustalił sobie w miar stały wzorzec naciskania klawiszy (np. 1, 2, 4, 3, 1, 2, 4, 3), powtarzany w kółko pomidzy wzmocnieniami. Jedynie wcinicie klawisza 3 było wzmacnianym zachowaniem; naciskanie innych kla-wiszy w okrelonej kolejnoci było zachowaniem przesdnym. Uczniowie nie tylko wykonywali niepotrzebne czynnoci, ale równie kady z nich był przeko-nany, e naciskanie innych klawiszy było konieczne, eby „ustawi” wzmacniany klawisz, i nie zdawał sobie sprawy z tego, e jego zachowanie jest przesdne.
Wagner i Morris (1987 – za: Ninness, Ninness, 1999) przeprowadzili ekspe-ryment na 12 dzieciach w wieku przedszkolnym, znajdujcych si w pomieszcze-niu zapewniajcym im swobod działania. W stałych odstpach, równych 15 lub 30 sekund, dawano dzieciom kulki stanowice pozytywne wzmocnienie (dziecko mogło póniej wymieni zebrane kulki na zabawki). Siedmioro z 12 dzieci wyka-zywało jasny i „specyficznie dominujcy” wzór zachowania (np. dotykanie nosa klauna), przywodzcy na myl zachowanie przesdne w rozumieniu skinnerow-skim.
Peterson (1978) wskazuje, e przesdy kulturowe mog równie wywodzi si z przypadkowych wzmocnie zachowania. T drog moe by np. przyswaja-na wiara w: (1) nieokrelone (unspecified) złe konsekwencje zdarze, np. prze-chodzenia pod drabin, przebiegnicia czarnego kota przez drog, zbicia lustra itp.; (2) nieokrelone dobre konsekwencje zdarze, np. zerwania czterolistnej
koniczyny, rozsypania cukru; (3) specyficzne rytuały ochronne, takie jak odpuki-wanie w niemalowane drewno; (4) specyficzne, przewidywane przykre konse-kwencje zdarze, np. skrzyowania noy (którego rezultatem ma by kłótnia), umycia samochodu (którego nastpstwem ma by deszcz).
W badaniu Peterson (1978) szedziesit dwie australijskie nauczycielki wy-pełniały kwestionariusz umiejscowienia kontroli I-E Rottera i kwestionariusz wiary w 20 przesdów, odnoszcych si do osobistych dowiadcze. Okazało si, e oba testy pozytywnie korelowały ze sob (r = 0,42; p<0,01) – czyli zewntrzne umiejscowienie kontroli było czstsze u osób bardziej przesdnych.
Rudski, Lischner i Albert (1999) wykazali, e zachowania przesdne pojawia-j si łatwiej, gdy wzmocnieniami s nagrody, a nie kary, oraz kiedy odstp mi-dzy wzmocnieniami jest krótszy. Autorzy ci zwracaj te uwag, e obok prze-sdnych, a wic nieadekwatnych przekona o wpływie własnych działa na okre-lony stan rzeczy, wystpuje przeciwne zjawisko – wyuczona bezradno, bdca nieadekwatnym przekonaniem o całkowitej bezskutecznoci własnych działa. Przytaczaj równie sugestie niektórych badaczy, e zachowania przesdne mog si opiera na wzmacnianiu nagrodami, podczas gdy wyuczona bezradno, ob-serwowana w badaniach eksperymentalnych, powstaje zazwyczaj jako ucieczka od bodców awersyjnych. Zatem, by moe, wiara w kontrol nad zdarzeniami, których faktycznie nie da si kontrolowa, chroni ludzi przed wyuczon bezrad-noci.
Moliwe zatem, e przesd to rzeczywicie przypadkowo wzmocnione za-chowanie lub wyuczone przekonanie, umoliwiajce redukcj psychologicznych kosztów egzystencji w rodowisku, nad którym nie mona w pełni zapanowa. Hipotezy te jednak nie pozwalaj nam na razie odpowiedzie na pytanie, dlaczego niektórzy ludzie s bardziej, a inni mniej przesdni.
3. Przesdy uniwersalne czy lokalne?
Wydaje si, e zachowania przesdne, traktowane jako wyuczona reakcja, maj wspólny, niezaleny od kultury mechanizm, a tylko róne przejawy. Ich przeciwiestwem s lokalne zwyczaje i przesdy, całkowicie uzalenione od ro-dowiska i kultury, w której wystpuj. Jak si jednak okazuje, definicja przes-dów i ich tre s zazwyczaj bardzo zblione w rónych jzykach i rónych kultu-rach. Z definicji słowa „przesd”, funkcjonujcych w kilku jzykach europejskich (angielskim, francuskim, hiszpaskim, niemieckim, rosyjskim i włoskim), mona
ułoy jedn „uniwersaln” definicj: przesd to fałszywy pogld, czsto sugeru-jcy wpływ mocy nadprzyrodzonych lub przyczynowy zwizek midzy zdarze-niami, których współwystpowanie jest w rzeczywistoci przypadkowe. W jzy-kach angielskim, francuskim i włoskim zaakcentowane s dodatkowo zwizki przesdów z religi.
Wiele konkretnych przesdów jest bardzo szeroko rozpowszechnionych, jak choby przynoszenie pecha przez czarnego kota. Wikszo z nich jest oparta na zdarzeniach, z którymi spotykamy si czsto, takimi jak jedzenie (nie wolno wbi-ja noa w chleb), napotykanie dobrze znanych człowiekowi zwierzt (a wic umykajcego kota, a nie np. bika czy yrafy) lub wydarzeniami nastpujcymi niecodziennie, ale typowymi i zwizanymi z bardzo silnymi emocjami (lub, we-sele, mier, kłótnie). Na całym wiecie popularne s te szczliwe i pechowe liczby oraz wszelkiego rodzaju talizmany. Przykładowo, w kulturze tak odmien-nej od naszej, jak japoska, wyjtkowo pechow liczb jest 4 (shi), gdy iden-tycznie wymawia si słowo „mier” (Katayama, 2004). W niektórych japoskich szpitalach nie ma wrcz pokojów z numerami 4, 9, 14 lub 19 (liczba 9, wymawia-na po japosku ku, ozwymawia-nacza ból lub cierpienie). Pechowe jest te wbicie pałeczek w miseczk ryu, branie lubu w niektóre dni, złamanie grzebienia czy nierozrzu-cenie soli na progu drzwi po wizycie ebraka. Wiele ze wity sprzedaje amulety odstraszajce złe duchy, chronice posiadacza przed wypadkami lub chorobami bd przynoszce szczcie. Najbardziej popularne wród nich zwane s
Omamo-ri Bukuro, „czar w brokatowym woreczku”. Wisz one praktycznie w kadej
tak-sówce czy ciarówce w Japonii, co przywodzi na myl maskotki porozwieszane w samochodach w Polsce.
Historia wielu przesdów jest niezwykle zamierzchła. Doskonale znana w Polsce tradycja, przypisujca nieszczcie lubom branym w maju, wywodzi si według Thompsona (1932/1989) jeszcze ze staroytnego Rzymu. Poród prze-sdów dotyczcych narodzin wymienia on „urodzenie w czepku” (urodzenie si dziecka z resztkami łoyska na głowie) jako wydarzenie przynoszce szczcie i wróce ogólnie pomylne ycie niemowlciu. Wierzenie to, znane i w Polsce, i w Anglii, rozpowszechnione było równie wród staroytnych Rzymian. Thompson wymienia niejakiego Aeliusa Lampridiusa, który we własnych wspo-mnieniach opisuje siebie jako urodzonego z resztkami łoyska, uformowanymi w kształt diademu na jego głowie, czemu zawdziczał póniejsze szczcie w yciu. „Czepek” był rozchwytywanym towarem na rzymskim Forum, gdy za due pienidze kupowali go i nosili na klatce piersiowej rzymscy prawnicy w celu
zapewnienia sobie pomylnoci losu. We Francji, tak jak w Polsce, człowieka majcego szczcie okrela si: être né coiffé, co dosłownie oznacza „urodzony w czepku”. Jeszcze w roku 1813 znalazło si w The Times ogłoszenie „Sprzedam czepek niemowlcia w doskonałym stanie. Aby unikn pecha, cena £12” (za: Thompson, 1932/1989, s. 13-17).
Opisane przykłady wskazuj, e uzasadnione byłoby podjcie bada psycho-logicznych nad powszechnoci konkretnych przesdów w rónych krajach oraz poszukiwanie wspólnej charakterystyki osób przesdnych, niezalenej od miejsca urodzenia i zamieszkania.
4. Wiara w szczcie i pecha
Z wielu bada nad zachowaniem przesdnym wynika, e u ich podłoa ley wiara w szczcie lub pecha. Istnieje te due zrónicowanie indywidualne co do stopnia takiej wiary. Badania wskazuj (Teigen i in., 1999), e najwaniejszym czynnikiem decydujcym o uznaniu kogo za osob „majc szczcie” jest nie wydarzenie, które miało faktycznie miejsce, lecz przeciwiestwo tego zdarzenia, inaczej mówic – to, co sta si mogło, cho si nie stało. Im gorsze wydarzenie było oczekiwane, tym za wikszego szczciarza uwaana jest osoba, której si ono nie przytrafiło. Nawet poszkodowani, którzy dowiadczyli cikich wstrz-sów i gronych urazów, s rutynowo opisywani jako „niewiarygodni szczcia-rze”, przypuszczalnie dlatego, e udało im si unikn mierci (Teigen, 1988 – za: Teigen i in., 1999).
W przypadku pecha obraz jest mniej klarowny. Niektóre z pechowych zda-rze jednoznacznie bazuj na porównaniu przeciwiestw – a wic zła, które si wydarzyło, z moliwymi dobrymi wydarzeniami, które nie nastpiły. Jednak wie-le ze zdarze jest uwaanych za pechowe bez adnych porówna. Złamanie nogi, spónienie si na pocig, kolizja samochodowa s czsto opisywane jako wynik pecha, a w tych przypadkach nie wiadomo, czy s postrzegane jako „pechowe” ze wzgldu na porównanie z moliwymi, oczekiwanymi dobrymi wydarzeniami (lub chociaby z niezłamaniem nogi czy unikniciem kolizji), czy po prostu jako nega-tywne wydarzenie. Darke i Freedman (1997 – za: Teigen i in., 1999) wykazali, e ludzie przyznajcy si do wiary w szczcie s skłonni myle, i seria przypad-kowych, pozytywnych wydarze zwiksza ich szans na jeszcze jeden sukces, natomiast niewierzcy w szczcie uwaaj, e seria pozytywnych wydarze zmniejsza ich szans na kolejny sukces. Jest to tzw. złudzenie hazardzisty
(gam-blers’ fallacy). W badaniu przeprowadzonym przez Raya (1980) na niewielkiej,
87-osobowej grupie mieszkaców Sydney, wierzcy w szczcie mieli nisk mo-tywacj osigni, byli wysoce wyobcowani, niedyrektywni, neurotyczni i ma-kiaweliczni.
II. KWESTIONARIUSZ OTWARTOCI PRZEKONA (KOP) – NARZDZIE DO POMIARU PRZESDNOCI
1. Etapy konstrukcji kwestionariusza
Poniewa w literaturze polskiej nie ma narzdzia do badania przesdnoci, podjlimy prób jego konstrukcji. Pierwsza wersja Kwestionariusza Otwartoci Przekona (KOPx1) składała si z 93 twierdze opisujcych powszechnie znane przesdy. List pozycji utworzono, opierajc si na opublikowanych zbiorach przesdów (Kobyliski, 1990; Opie, Tatem, 1990; Radford, Radford, 1949/1969), przesdach zawartych w raportach OBOP-u (1994, 1999 i 2003) oraz wywiadach przeprowadzonych przez M. Wiecha (współautora artykułu). Badanie kwestiona-riuszem KOPx1 miało na celu wstpne oszacowanie stopnia wiary badanych w prezentowane im przesdy oraz ustalenie stopnia znajomoci tych przesdów. Badani wyraali swoj wiar na 4-stopniowej skali (od 0 do 3): zgadzam si (3), raczej zgadzam si (2), raczej nie zgadam si (1), nie zgadzam si (0). Obok tego zaznaczali, czy zetknli si wczeniej z danym przekonaniem. Zbadano incyden-taln prób złoon z 58 dorosłych osób, jednake kompletne dane uzyskano je-dynie dla 26 osób. Na podstawie uzyskanych wyników odrzucono 59 przesdów, które były najsłabiej znane. Powstała w ten sposób druga wersja testu (KOPx2), złoona z 33 pozycji. Opierajc si na wynikach tej samej próby (N = 29), poli-czono prowizoryczny współczynnik rzetelnoci testu – α Cronbacha. Dla wersji 33-pozycyjnej osignł on warto 0,965. W trakcie analizy stwierdzilimy jed-nak, e dalsze skracanie skali nie powoduje istotnego pogorszenia jej rzetelnoci. Współczynnik α dla 25-pytaniowej wersji testu osignł warto 0,966, dla wersji 20-pytaniowej 0,964, a dla wersji 15-pytaniowej 0,962. Brak zmiany zgodnoci wewntrznej przy tak radykalnym skracaniu długoci testu wskazuje, e odznacza si on niezwykle wysok homogenicznoci.
Na drugim etapie bada przebadano kwestionariuszem KOPx2 incydentaln prób złoon ze 104 dorosłych osób (62 kobiet i 42 mczyzn). Podobnie jak poprzednio, uzyskano bardzo wysoki współczynnik rzetelnoci, równy 0,958.
Przeprowadzona dodatkowo analiza głównych składowych (principal
compo-nents) wykazała istnienie silnej składowej wyjaniajcej 43,9% wariancji
wspól-nej, podczas gdy kolejna składowa wyjaniała tylko 5,9% wariancji. Na podsta-wie uzyskanych wyników utworzono trzeci, ostateczn wersj kwestionariusza złoon z 20 pozycji, która nazwana została KOP20 (wersja ta jest zamieszczona w Aneksie).
2. Badanie własnoci psychometrycznych kwestionariusza
– metoda i osoby badane
Celem trzeciego etapu bada była ocena własnoci psychometrycznych osta-tecznej, 20-pozycyjnej wersji testu (KOP20). Badania przeprowadzono na dwóch próbach. Próba główna liczyła 150 osób (96 kobiet i 54 mczyzn) w zrónico-wanym wieku (od 14 do 83 lat) i o rónym statusie społecznym. Dodatkowo, dla sprawdzenia pewnych hipotez zwizanych z trafnoci testu, przebadano drug, mniejsz prób, złoon z 40 studentów Wydziału Psychologii Uniwersytetu Warszawskiego (29 kobiet i 11 mczyzn, w wieku od 18 do 28 lat). Badani z obu prób wypełniali zestaw piciu kwestionariuszy, na który składały si: (1) Skala KOP20; (2) Skala Prawicowego Autorytaryzmu (Right-Wing Authoritarism Scale – RWA Scale) Altemeyera, w polskim tłumaczeniu Prusik (2001); (3) Skala Dy-rektywnoci Raya, w polskim opracowaniu (skala skrócona, D-15) Brzozowskie-go (1997); (4) Formalna Charakterystyka Zachowania – Kwestionariusz Tempe-ramentu (FCZ-KT) Zawadzkiego i Strelaua (1997); (5) Skala X-2 (mierzca cech lku) Inwentarza Stanu i Cechy Lku (State-Trait Anxiety Inventory – STAI) Spielbergera, Gorsucha i Lushene’a (1970, zob. Wrzeniewski, Sosnowski, Matu-sik, 2002).
Opierajc si na otrzymanych wynikach, oszacowano struktur czynnikow kwestionariusza KOP20, jego rzetelno (zgodno wewntrzn) oraz trafno. Ocena trafnoci oparta została na porównaniu wyników KOP20 w grupach ró-nicych si wykształceniem oraz na ocenie korelacji testu z innymi testami uy-tymi w badaniu.
3. Struktura czynnikowa kwestionariusza
Analiza głównych składowych testu KOP20, oparta na wynikach wikszej próby (N = 150), wykazała, e tylko dwie składowe osigaj warto własn wy-sz od 1, czyli spełniaj minimalne, formalne kryterium wyodrbniania
składo-wych. Warto własna pierwszej składowej była równa 12,00, natomiast drugiej – tylko 1,15 (co stanowi, odpowiednio, 60,01% i 5,81% wariancji wspólnej). Takie wyniki pozwalaj uzna, e kwestionariusz ma praktycznie jednoczynnikow struktur. Analiza macierzy ładunków czynnikowych wskazuje, e korelacje po-szczególnych pozycji z pierwsz składow s niezwykle wysokie i wahaj si w granicach od 0,709 do 0,864. Korelacje z drug składow s ju znacznie ni-sze i bardzo zrónicowane: od -0,417 do 0,326, przy czym 14 z nich ma warto poniej 0,3. Wyniki te pozwalaj uzna, e wszystkie pytania kwestionariusza mierz w wysokim lub bardzo wysokim stopniu pierwsz składow, podczas gdy wpływ innych składowych jest relatywnie niewielki. Na podstawie treci pozycji mona przyj, e składow t jest przesdno, cho teza taka wymaga weryfi-kacji empirycznej.
Dla porównania, analiz struktury głównych składowych przeprowadzono równie na drugiej próbie, cho ze wzgldu na jej nisk liczebno (N = 40) uzys-kane wyniki naley traktowa z pewn ostronoci. Analiza ta przyniosła nieco inne, cho zblione wyniki: pierwsza składowa wyjaniała w tym wypadku 51% wariancji całkowitej, druga natomiast – tylko 9%.
4. Rozkład wyników kwestionariusza
Analiza pozycji, oparta na wynikach wikszej próby (N = 150), wykazała, e wyniki poszczególnych pozycji (tj. rednia liczba punktów za odpowiedzi, oce-niane na skali od 0 do 3 punktów) s mało zrónicowane i mieszcz si w prze-dziale od 0,86 do 1,71 (por. tab. 1). rednia obliczona dla wszystkich pozycji wynosi 1,34 i jest bliska teoretycznego rodka skali odpowiedzi, równego 1,5. Tak wic, mimo wielkiej rozpitoci wyników kwestionariusza (zob. rys. 1), po-pularno poszczególnych przesdów w badanej próbie okazała si mało zróni-cowana. Nie ma wic zbyt mocnych podstaw, aby uwaa, e pewne przesdy s typowe dla osób bardziej przesdnych, a inne – dla mniej przesdnych (przy-najmniej jeli chodzi o zbiór przesdów poddany przez nas analizie). Powstaje wic pytanie, co decyduje, e dana osoba ywi takie a nie inne przesdne przeko-nania? Na pytanie to, niestety, nasze badania nie udzielaj adnej odpowiedzi.
Tab. 1. Pozycje kwestionariusza porangowane według redniej wartoci odpowiedzi (N = 150) Numery pozycji odpowiadaj ich numerom w załczonym w Aneksie kwestionariuszu
Numer pytania rednia Numer pytania rednia
04 03 01 16 14 02 18 08 13 09 1,71 1,69 1,68 1,67 1,64 1,63 1,61 1,54 1,49 1,36 06 15 17 19 05 10 07 12 11 20 1,33 1,29 1,28 1,23 1,18 1,17 1,09 1,07 0,89 0,86
Zakres wyników całkowitych kwestionariusza wahał si od 0 do 60 punktów. rednia wyników (M) była równa 26,71, odchylenie standardowe (SD) – 18,31, a mediana (Me) – 27. Rysunek 1 pokazuje dokładny rozkład wyników. Jak wida, tylko 15 osób (10% próby) uzyskało wynik równy zero, a wic deklarowało, e nie wierzy w aden z prezentowanych przesdów. Pozostali badani deklarowali wiar co najmniej w jeden przesd, przy czym czsto wyników testowych z przedziału midzy 1 a 60 punktów jest relatywnie mało zrónicowana, zawiera si bowiem midzy 0 a 6. Gdyby pomin skrajne wyniki równe zero, uzyskali-bymy zaskakujcy rozkład wyników, zbliony do prostoktnego.
Rys. 1. Rozkład wyników kwestionariusza KOP20 (N = 150)
0 4 8 12 16 1 6 11 16 21 26 31 36 41 46 51 56 61 Całkowity wynik testu
L ic z e b n o Ğ ü
5. Rzetelno kwestionariusza
Współczynniki mocy dyskryminacyjnej pozycji testu okazały si bardzo wy-sokie, w granicach od 0,678 do 0,804. Potwierdza to tez, sformułowan wyej na podstawie analizy głównych składowych, e wszystkie pozycje skali mierz w bardzo wysokim stopniu t sam zmienn. To z kolei skłania do wniosku, e nie sposób wyjani w kategoriach ogólnych, dlaczego dana osoba zajmuje tak lub inn postaw wobec konkretnych przekona zaprezentowanych w kwestiona-riuszu (wyjanienia takiego mogłaby dostarczy chyba tylko szczegółowa analiza historii ycia danej osoby). Odpowiedzi na poszczególne pytania kwestionariusza naley wic traktowa jako wskaniki jednego i tego samego konstruktu – prze-sdnoci.
Wobec wysokiej homogenicznoci testu nie jest zaskakujce, e współczyn-nik jego zgodnoci wewntrznej (α Cronbacha), obliczony dla pełnej, 20-pozy-cyjnej skali osignł warto α 0,96. Oszacowano równie rzetelno dwóch skal 10-pozycyjnych: jednej złoonej z pozycji o numerach nieparzystych, drugiej – złoonej z pozycji o numerach parzystych. W obu wypadkach uzyskano współ-czynnik α równy 0,93. Dla opracowanej ad hoc skali 5-pozycyjnej, złoonej z pozycji o numerach: 1, 5, 9, 13 i 17, współczynnik rzetelnoci okazał si nieco niszy, ale cigle wysoki, na pograniczu bardzo wysokiego: α = 0,88. Jak wida, KOP20, nawet po radykalnym skróceniu, zachowuje bardzo wysok zgodno wewntrzn. Mimo to zdecydowalimy si opublikowa 20-pozycyjn wersj tes-tu, gdy uwaamy, e dłusza wersja testu pozwala zminimalizowa ryzyko poja-wiania si zanionych wyników z powodu nieznajomoci niektórych przesdów.
6. Trafno kwestionariusza
6.1. Przesdno a poziom wykształcenia
Doniesienia z literatury, przedstawione w pierwszej czci artykułu, wskazu-j, e przesdno powinna male ze wzrostem wykształcenia. Dla sprawdzenia hipotezy o istnieniu takiej zalenoci porównano rednie wyniki testu w grupach o rónym poziomie wykształcenia. Rozkład wykształcenia w głównej próbie (N = = 150) okazał si bardzo nierównomierny: tylko pi osób miało wykształcenie podstawowe, a cztery osoby – wykształcenie zasadnicze. Obie te grupy połczono wic z grup o wykształceniu rednim. Oprócz tego do próby głównej dołczono prób studentów Wydziału Psychologii UW (N = 40). W rezultacie uzyskano
prób o liczebnoci 190, w skład której wchodziło 55 osób z wykształceniem rednim lub niszym, 66 osób z pełnym wykształceniem wyszym i 69 studen-tów. rednie dla trzech w/w grup przedstawiono na rys. 2. Analiza statystyczna wykazała, e wariancje we wszystkich trzech grupach s jednorodne (istotno testu Levene’a: p = 0,603, przy df = 2/187), natomiast rednie róni si istotnie midzy sob – F(2/187) = 8,29; p<0,001. Analiza kontrastów post hoc, przepro-wadzona przy uyciu bardzo konserwatywnego testu Scheffego, wykazała, e grupa z wykształceniem rednim lub niszym róni si istotnie od grupy z wy-kształceniem wyszym (p = 0,019) oraz grupy studentów (p = 0,006), podczas gdy dwie ostatnie grupy nie róni si midzy sob (p = 0,942). Rónicy midzy nimi nie wykazał te aden inny test post hoc. Tak wic osoby lepiej wykształco-ne okazały si mniej przesdwykształco-ne ni osoby mniej wykształcowykształco-ne. Analiza staty-styczna nie wykazała natomiast zwizku przesdnoci z płci osób badanych, ich wiekiem ani z wielkoci miejscowoci urodzenia (wie, małe miasto, miasto wojewódzkie).
Rys. 2. rednie wyniki kwestionariusza KOP20 w grupach z wykształceniem rednim lub niszym (N = 55), wyszym (N = 66) i w grupie studentów (N = 69)
0 5 10 15 20 25 30 35 40
Ğrednie wyĪsze studenci Wykształcenie W y n ik t e s tu
6.2. Przesdno a autorytaryzm, dyrektywno i lk
Zgodnie z klasyczn koncepcj Adorno i współautorów (1950; por. te Ko-rzeniowski, 2002) przesdno i stereotypowo stanowi jeden z podstawowych komponentów osobowoci autorytarnej obok takich cech, jak konwencjonalizm, autorytarne podporzdkowanie, autorytarna agresja, antyintracepcja, wiara w sił i bycie twardym oraz destruktywno. Niestety, opracowana przez cytowanych wyej autorów skala autorytaryzmu (skala F) okazała si słaba psychometrycznie (Zimbardo, Ruch, 1997). W badaniach uywa si wic zwykle innych testów, takich jak: Skala Prawicowego Autorytaryzmu (Right-Wing Autoritarianism Sca-le – RWA) Altemeyera oraz Skala Dyrektywnoci Raya. Chocia obaj ci autorzy nie wymieniaj przesdnoci jako kluczowego komponentu autorytaryzmu, to jednak obaj nawizuj do oryginalnej koncepcji autorytaryzmu Adorno i współ-pracowników, kady z nich zreszt na swój własny, oryginalny sposób.
Według Altemeyera (Altemeyer, Hunsberger, 1992) na autorytaryzm składaj si trzy główne komponenty, zaczerpnite zreszt z koncepcji Adorno i współpra-cowników: autorytarna submisja (podporzdkowanie autorytetom), autorytarna agresja (agresja wobec osób sprzeciwiajcych si uznanym autorytetom) oraz konwencjonalizm (poparcie dla społecznych konwencji, akceptowanych przez społeczestwo i uznawane autorytety). Badania prowadzone oryginaln skal RWA wykazały, e autorytaryzm koreluje negatywnie z wykształceniem i wyso-koci dochodów, pozytywnie za – z wiekiem, religijnoci, prawicowymi po-gldami oraz preferowaniem partii o konserwatywnym programie.
Skala Dyrektywnoci Raya mierzy dyrektywno rozumian jako narzucanie innym własnej woli i skłonno do agresywnej dominacji (Ray, Lovejoy, 1983). Zdaniem Raya, to włanie agresywna dominacja jest istot autorytaryzmu, pod-czas gdy autorytaryzm w rozumieniu Adorno jest nasycony głównie etnocentry-zmem. Ray uwaa te, e skala Altemeyera jest de facto skal konserwatyzmu, za czym ma przemawia jej wysoka korelacja ze skal konserwatyzmu Raya, a niska – ze skal dyrektywnoci Raya (1985). Wielu autorów wyraa jednak pogld, e koncepcja Raya zbyt wsko ujmuje autorytaryzm, a Skala Dyrektywnoci mierzy po prostu dominacj (por. Brzozowski, 1997). Wobec tak rozbienych opinii na temat trafnoci obu skal zdecydowalimy si obie z nich skorelowa z KOP20. Poniewa jednak koncepcja Altemeyera wykazuje wiksze podobiestwo do kon-cepcji Adorno i współpracowników ni koncepcja Raya, oczekiwalimy wyszej korelacji KOP20 ze skal RWA ni ze skal D-15.
Adorno i współautorzy (1950) uwaali, e jedn z cech charakterystycznych dla osobowoci autorytarnej jest lk. Frenkel-Brunswick (1949), a potem Budner (1962) wskazywali z kolei na zaleno midzy lkiem a nisk tolerancj na wie-loznaczno, uwaan skdind za cech charakterystyczn dla osób autorytar-nych. Zaleno ta moe wynika std, e zachowania przesdne słu czsto redukcji lku wywołanego wieloznacznoci lub nieprzewidywalnoci sytuacji. Za hipotez tak opowiada si m.in. Jahoda (1970), przywołujc przy okazji myl Bronisława Malinowskiego, e człowiek odwołuje si do magii tylko wtedy, gdy szanse i okolicznoci nie s w pełni pod kontrol jego wiedzy.
W tab. 2 przedstawiono współczynniki korelacji midzy KOP20 a trzema opi-sanymi wyej skalami: Skal Prawicowego Autorytaryzmu Altemayera, Skal Dyrektywnoci Raya (skala D-15, por. Brzozowki, 1997) oraz skal X-2 (mierz-c cech lku) testu STAI.
Tab. 2. Korelacja midzy przesdnoci (KOP20) a prawicowym autorytaryzmem, dyrektywnoci i lkiem (N = 150)
Zmienne r p N
Prawicowy autorytaryzm -0,297 0,001 142
Dyrektywno -0,086 0,301 148
Cecha lku -0,190 0,022 146
Jak wida, przesdno koreluje dodatnio, cho nisko, z poziomem prawico-wego autorytaryzmu i cech lku, nie koreluje natomiast z dyrektywnoci w ro-zumieniu Raya. Taki wynik jest zgodny z koncepcj autorytaryzmu Adorno i współpracowników, a jednoczenie potwierdza tez, e konstrukt mierzony ska-l RWA jest bliszy oryginalnej koncepcji autorytaryzmu ni konstrukt mierzony skal D-15.
Cho korelacja przesdnoci z autorytaryzmem mierzonym skal RWA jest zgodna co do kierunku z oczekiwaniami, pojawia si pytanie, czy nie ona jest artefaktem wywołanym korelacj obu tych zmiennych z wykształceniem. Aby sprawdzi t hipotez, przeprowadzono (na głównej próbie, N = 150) hierarchicz-n analiz regresji, do której wprowadzono jako predyktory: w pierwszym kroku – wykształcenie, w drugim za – autorytaryzm (mierzony skal RWA). Poniewa wykształcenie było zmienn trójkategorialn, zakodowano je w postaci dwóch wektorów zero-jedynkowych (dummy vectors) (por. Pedhazur, 1982; Sosnowski,
2004). Pierwszy z nich definiuje rónic midzy grup o wykształceniu rednim i grup studentów, drugi za – rónic midzy grupami o wykształceniu rednim i wyszym. Analiza wykazała, e współczynnik korelacji wielokrotnej po włcze-niu do równania samego wykształcenia (łczny efekt obu wektorów zerojedyn-kowych) osiga warto R(2/139) = 0,242, p = 0,015, a po dodaniu do równania autorytaryzmu – wzrasta do R(3/138) = 0,337, p = 0,001. Efekt autorytaryzmu, po usuniciu wpływu wykształcenia, okazał si w dalszym cigu istotny statystycz-nie – F(1/138) = 8,61, p = 0,004, cho relatywstatystycz-nie słaby. Tak wic wydaje si, e zaleno midzy autorytaryzmem a przesdnoci jest zalenoci rzeczywist (cho niezbyt siln), a nie pozorn.
6.3. Przesdno a cechy temperamentu
Rozwaania przedstawione w pierwszej czci artykułu skłaniaj do wniosku, e ródłem zachowa przesdnych mog by z jednej strony przypadkowe wzmocnienia okrelonych zachowa, z drugiej za – wpływ rodowiska kulturo-wego. Wydaje si jednak, e oba te czynniki nie wyjaniaj zadowalajco ani duego indywidualnego zrónicowania przesdnoci, ani duej stałoci czasowej takich zachowa. Nasuwa si wic przypuszczenie, e łatwo przyswajania sobie zachowa przesdnych moe by uwarunkowana jakimi wzgldnie trwałymi predyspozycjami indywidualnymi. Wydaje si, e mog to by cechy tempera-mentu, a zwłaszcza – reaktywno emocjonalna i perseweratywno w rozumie-niu teorii Strelaua (1998, 2000; Zawadzki, Strelau, 1997).
Przesdy powstaj bardzo czsto w zwizku ze zdarzeniami majcymi silny komponent emocjonalny, zwłaszcza gdy towarzyszy im poczucie niepewnoci i braku kontroli. Mona uzna, e osoby wysoko reaktywne emocjonalnie, czyli „majce tendencj do intensywnego reagowania na bodce wywołujce emocje, wyraajc si w duej wraliwoci i niskiej odpornoci emocjonalnej” (Strelau, 2000, s. 709-710), bd silniej reagowa na takie sytuacje. Poza tym czynnoci przesdne, podejmowane z intencj zapobieenia niepomylnym zdarzeniom, wykazuj pewne podobiestwo do czynnoci pomocniczych, charakterystycz-nych, według teorii Strelaua, dla osób wysoko reaktywnych.
Perseweratywno rozumiana jest w teorii Strelaua jako „tendencja do konty-nuowania i powtarzania zachowa po zaprzestaniu działania bodca (sytuacji), który to zachowanie wywołał” (tame, s. 709). Tak zdefiniowana cecha
przypo-mina pod wzgldem formalnym zachowania przesdne, polegajce na wielokrot-nym powtarzaniu zachowa, które kiedy zostały przypadkowo wzmocnione.
Tabela 3 prezentuje współczynniki korelacji midzy KOP20 a skalami kwe-stionariusza FCZ-KT (Zawadzki, Strelau, 1997), obliczone na podstawie wyni-ków głównej próby (N = 150).
Tab. 3. Korelacja przesdnoci (KOP20) ze skalami kwestionariusza FCZ-KT
Zmienne r p N
wawo -0,005 n.i. 148
Perseweratywno -0,247 0,003 148
Wraliwo sensoryczna -0,047 n.i. 148 Reaktywno emocjonalna -0,245 0,003 150
Wytrzymało -0,135 n.i. 148
Aktywno -0,076 n.i. 148
Jak wida, zgodnie z naszymi oczekiwaniami, współczynniki korelacji prze-sdnoci z perseweratywnoci i reaktywnoci emocjonaln okazały si istotne statystycznie. Oba współczynniki s dodatnie, cho do niskie. Pozostałe współ-czynniki korelacji nie osignły istotnoci na poziomie p = 0,05.
*
Badania pokazuj, e zachowania przesdne, mimo oczywistej nieracjonalno-ci lecych u ich podłoa przekona, s niezwykle rozpowszechnione we wszystkich kulturach. Wydaje si, e najwaniejszym ródłem wiary w przesdy jest dyskomfort, jakiego dowiadczamy w sytuacjach niepewnych, nieprzewidy-walnych, nad którymi nie mamy kontroli poznawczej bd behawioralnej. Za-chowania przesdne s prób uzyskania (choby złudnego) poczucia kontroli nad biegiem zdarze.
W literaturze polskiej nie ma narzdzia do pomiaru przesdnoci, dlatego te podjlimy prób jego skonstruowania. Przeprowadzone badania pokazały, e Kwestionariusz Otwartoci Przekona (KOP20) jest narzdziem o strukturze praktycznie jednoczynnikowej. Pierwsza składowa wyjania a 60% całkowitej wariancji testu, podczas gdy nastpna – tylko niespełna 6%. Poszczególne
pozy-cje koreluj z pierwsz składow na poziomie równym co najmniej 0,71. Wyniki te znajduj potwierdzenie w bardzo wysokich współczynnikach mocy dyskrymi-nacyjnej pozycji, wahajcych si od 0,68 do 0,80. Efektem niezwykłej homoge-nicznoci narzdzia jest jego bardzo wysoka zgodno wewntrzna (mierzona testem α Cronbacha), równa 0,96 dla pełnej 20-pozycyjnej wersji testu, 0,93 dla jego wersji 10-pozycyjnych i 0,88 dla wersji 5-pozycyjnej. Uzyskane wyniki prowadz do wniosku, e wszystkie pozycje kwestionariusza mierz w wysokim stopniu jeden konstrukt teoretyczny. Cho poszczególne osoby róni si co do liczby i treci przesdów, w które wierz, to w całej próbie wskaniki wiary we wszystkie przesdy s ze sob bardzo wysoko skorelowane. Daje to podstaw, aby sdzi, e rzeczywicie mamy do czynienia z jedn, bardzo spójn wewntrz-nie cech osobowoci – przesdnoci.
Badania nad trafnoci empiryczn testu nie przyniosły ju tak spektakular-nych wyników. Co prawda zalenoci midzy przesdnoci a wykształceniem, autorytaryzmem, lkiem, reaktywnoci emocjonaln i perseweratywnoci oka-zały si zgodne z oczekiwaniami co do kierunku, jednak ich siła jest do słaba. adna z wymienionych wyej zmiennych nie koreluje z przesdnoci, mierzon testem KOP20, wyej ni 0,30. adna z nich nie pozwala wic przewidywa zbyt dokładnie stopnia przesdnoci danej osoby ani tym bardziej przewidywa, w jakie przesdy osoba ta wierzy. Równie dane dostpne w literaturze wskazuj, e siła zwizku przesdnoci z innymi cechami osobowoci lub zmiennymi so-cjodemograficznymi jest zazwyczaj do niska (por. Auton, Pope, Seeger, 2003; Peterson, 1978; Randall, Desrosiers, 1980; Rudski, 2003). By moe wic naley pogodzi si z pogldem, e zachowania przesdne s nie tylko nieracjonalne, ale i trudno przewidywalne.
BIBLIOGRAFIA
Adorno, T. W., Frenkel-Brunswik, E., Levinson, D. J., Sanford, R. Nevitt (1950/1969). The
authori-tarian personality. New York: The Norton Library.
Altemeyer, B., Hunsberger, B. (1992). Authoritarianism, religious fundamentalism, quest and preju-dice. The International Journal for the Psychology of Religion, 2, 113-133.
Auton, H. R., Pope, J., Seeger, G. (2003). It isn’t that strange: Paranormal belief and personality traits. Social Behavior and Personality, 31, 7, 711-720.
Brzozowski, P. (1997). Skala Dyrektywnoci Johna J. Raya. Warszawa: PTP.
Budner, S. (1962). Intolerance of ambiguity as a personality variable. Journal of Personality, 30, 29-50.
Ciborowski, T. (1997). “Superstition” in the collegiate baseball player. The Sport Psychologist, 11, 305-317.
Encyklopedia Powszechna (1985). Warszawa: PWN.
Evans, D. W., Milanak, M. E., Medeiros, B., Ross, J. L. (2002). Magical beliefs and rituals in young children. Child Psychiatry and Human Development, 33, 43-58.
Frenkel-Brunswick, E. (1949). Intolerance of ambiguity as a emotional and perceptual variable.
Journal of Personality, 18, 108-143.
Freud, S. (1901/1997). Psychopatologia ycia codziennego. Marzenia senne. Warszawa: PWN. Grimmer, M. R., White, K. D. (1992). Nonconventional beliefs among Australian science and
non-science students. The Journal of Psychology, 126, 5, 521-528.
Hock, R. R. (2003). 40 prac badawczych, które zmieniły oblicze psychologii. Sopot: Gdaskie Wy-dawnictwo Psychologiczne.
Jahoda, G. (1970). The psychology of superstition. Middlesex: Penguin Books, Ltd.
Katayama, H. (2004). Things Japanese: The world of Japanese superstition. Uzyskane 4 marca 2004 ze strony: http://mothra.rerf.or.jp/ENG/Hiroshima/Things/68.html
Kobyliski, S. (1990). Odpukajmy! Katowice: Krajowa Agencja Wydawnicza.
Korzeniowski, K. (2002). Autorytaryzm i jego psychologiczne konsekwencje. W: K. Skarzyska (red.), Podstawy psychologii politycznej (s. 59-81). Pozna: Zysk i S-ka.
Mikołajczyk, M. (2000). Nie przechod pod rozkrak. Charaktery, 36, 24-25.
Ninness, H. A. Ch., Ninness, S. K. (1999). Contingencies of superstition: Self-generated rules and responding during second-order response-independent schedules. The Psychological Record, 49, 221-243.
Opie, I., Tatem, M. (1990). A dictionary of superstitions. Oxford: Oxford University Press. Pedhazur, E. J. (19822). Multiple regression in behavioral research. New York: Holt, Rinehart and
Winston.
Peterson, C. (1978). Locus of control and belief in self-oriented superstitions. The Journal of Social
Psychology, 105, 305-306
Prusik, M. (2001). Syndromatyczno postaw społeczno-politycznych społeczestwa polskiego (nieopublikowana praca magisterska, Wydział Psychologii UW, Warszawa).
Radford, E., Radford, M. A. (1949/1969). Encyclopedia of superstitions. New York: Greenwood Press Publishers.
Randall, T. M., Desrosiers, M. (1980). Measurement of supernatural belief: Sex differences and locus of control. Journal of Personality Assessment, 44, 493-498.
Ray, J. J. (1980). Belief in luck and locus of control. The Journal of Social Psychology, 111, 299-300.
Ray, J. J. (1985). Defective validity in the Altemeyer Authoritarian Scale. The Journal of Social
Psychology, 125, 2, 271-272.
Ray, J. J., Lovejoy, F. H. (1983). The behavioral validity of some recent measures of authoritarian-ism. The Journal of Social Psychology, 120, 91-99.
Rudski, J. (2003). What does a “superstitious” person believe? Impressions of participants. The
Journal of General Psychology, 130, 4, 431-445.
Rudski, J. M., Lischner, M. I., Albert, L. M. (1999). Superstitious rule generation is affected by probability and type of outcome. The Psychological Record, 49, 245-260.
Sosnowski, T. (2004). Zastosowanie analizy wielokrotnej regresji liniowej do analizy danych ekspe-rymentalnych. Psychologia–Etologia–Genetyka, 9, 53-80.
Spielberger, C. D., Gorsuch, R. L., Lushene, R. E. (1970). Manual for the State-Trait Anxiety Inven-tory. Palo Alto, CA: Consulting Psychologists Press.
Strelau, J. (1998). Psychologia temperamentu. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN.
Strelau, J. (2000). Temperament. W: J. Strelau (red.), Psychologia: podrcznik akademicki (s. 683-719). Gdask: Gdaskie Wydawnictwo Psychologiczne.
Teigen, K. H., Evensen, P. C., Samoilow, D. K., Vatne, K. B. (1999). Good luck and bad luck: How to tell the difference. European Journal of Social Psychology, 29, 981-1010.
Thompson, C. J. S. (1932/1989). The hand of destiny: Folk-lore and superstition of everyday life. New York: Bell Publishing Company.
TNS OBOP (1994). Czy Polacy s przesdni? Raport, Warszawa.
TNS OBOP (1999). Powszechno przesdów w naszym społeczestwie. Raport, Warszawa. TNS OBOP (2003). Czy Polacy s przesdni? Raport, Warszawa.
Vyse, S. A. (1991). Behavioral variability and rule generation: General, restricted, and superstitious contingency statements. The Psychological Record, 41, 487-506.
Wiech, M. (2002). Kwestionariusz Epsilon-25 (mps pracy zaliczeniowej, Wydział Psychologii UW, Warszawa).
Wrzeniewski, K., Sosnowski, T., Matusik, D. (2002). Inwentarz stanu i cechy lku STAI. Polska
adaptacja STAI. Podrcznik (wyd. II, rozszerzone). Warszawa: PTP.
Zawadzki, B., Strelau, J. (1997). Formalna charakterystyka zachowania – kwestionariusz
tempera-mentu (FCZ-KT). Podrcznik. Warszawa: PTP.
Zimbardo, P. G., Ruch, F. L. (1997). Psychologia i ycie. Warszawa: PWN.
SUPERSITION AND ITS MEASUREMENT: DEVELOPMENT OF THE QUESTIONNAIRE OF BELIEF OPENNESS
S u m m a r y
Superstition and an attempt to measure it: Questionnaire of Belief Openness. The first part of the article presents contemporary research on superstition, discusses its sources, universal vs local character, and belief in good luck and bad luck as the key elements of superstition. The second part of the paper pre-sents development of the Questionnaire of Belief Openness (Kwestionariusz Otwartoci Przekona – KOP20) and research on its psychometric characteristics. It was found that KOP20 is practically uni-factorial scale of high homogeneity and almost perfect internal consistency (Cronbach’s α = 0.96). According to our predictions, test scores correlate negatively with level of education, and positively – with authoritarianism, anxiety, emotional reactivity and perseveration.
Key words: superstition, Questionnaire of Belief Openness (KOP20).
KWESTIONARIUSZ KOP20 Marek Wiech, Tytus Sosnowski
W naszym społeczestwie istnieje wiele przekona i zwyczajów zwizanych z przynoszeniem szczcia lub pecha. Poniej znajduj si zdania opisujce niektóre z nich. Prosz zaznaczy (krzyy-kiem w odpowiedniej rubryce) czy zgadza si Pani/Pan z tym, co stwierdza kade z tych zda.
Prosz sprawdzi, czy zostały udzielone odpowiedzi na wszystkie pytania. Dzikujemy!
Copyright © 2005 by Marek Wiech
lkl Zgadzam si zgadzam siRaczej zgadzam siRaczej nie zgadzam siNie
01. Lepiej si nie wita przez próg.
02. Figurki słoników z trb do góry przynosz szczcie. 03. To dobry znak – spotka kominiarza.
04. Czterolistne koniczynki przynosz powodzenie. 05. Jeli stawia si torebk na ziemi, to pienidze „uciekaj” z niej.
06. Łuska karpia wigilijnego noszona w portfelu przynosi pienidze.
07. Rozsypanie soli zapowiada kłótni lub nieszczcie. 08. Szkło si tłucze na szczcie.
09. Nie wolno niczego odmawia kobiecie w ciy – to przynosi nieszczcie.
10. Stłuczenie lustra zapowiada siedem lat pecha. 11. Bdziesz bogaty, jeli znajomi ci nie rozpoznaj. 12. Czerwona wsteczka zawizana dziecku albo zwierztku na szyi chroni je przed nieszczciem.
13. Odpukanie w niemalowane drewno odwraca pecha. 14. Bocianie gniazdo na dachu domu przynosi szczcie. 15. Jeli dziecko urodzi si w „czepku na głowie”, całe ycie bdzie miało pomylne.
16. Jaskółka pod okapem przynosi powodzenie.
17. Wróciwszy si po co do domu, trzeba „odsiedzie” chwil, eby unikn pecha.
18. Znaleziona podkowa przynosi szczcie. 19. Talizmany i amulety chroni przed złem. 20. Kto siada na rogu stołu, pozostanie star pann (starym kawalerem).
