CZY IM WIĘCEJ TYM LEPIEJ, CZY WIĘCEJ TO LEPIEJ?
EFEKT WIELKOŚCI ZBIORU W SĄDACH PORÓWNAWCZYCH
Z UŻYCIEM HOMOGENICZNYCH
BODŹCÓW NIESPOŁECZNYCH
W obszarze badań nad zniekształceniami w bezpośrednich sądach porównawczych stosunkowo mało uwagi poświę-cono efektowi wielkości zbioru. Pokazuje on, że im więcej jest elementów składających się na standard porównania, tym zniekształcenie porównawcze jest większe. W badaniu przeprowadzonym za pomocą procedury komputerowej, sprawdzano czy zakres tego efektu, może być zmieniony przy użyciu bodźców o niskim zróżnicowaniu(bodźce homogeniczne)w zakresie wyglądu i atrakcyjności. Uczestnicy badania (N =298; studenci) porównywali obrazki przedstawiające ładne motyle, przy użyciu matrycy 5 × 5 elementów. W każdej z prób jeden z elementów był losowo wyznaczany, jako obiekt oceniany, który był porównywany do losowo wybranego standardu porównania o wielkości dwa, cztery, osiem, 16 i24 elementów. Wyniki pokazują, że efekt wielkości zbioru,przy użyciu bodźców homogenicz-nych znacząco się redukuje, a najbardziej prawdopodobną strategią dokonywania porównań jest „wybierz najlepszy”. Słowa kluczowe: Sądy porównawcze bezpośrednie, efekt zawyżania/zaniżania, efekt wielkości grupy, bodźce homogeniczne
DOI: 10.2478/v10167-010-0078-2
Sądy porównawcze są niezwykle powszechne. Polegają one na ocenie tego, jak bardzo obiekt X jest atrakcyjny w porównaniu do obiektu Y. Zarówno pierwszy z obiektów (zwany obiek-tem ocenianym lub obiekobiek-tem porównywanym) jak i drugi (zwany standardem porównania lub standardem odniesienia) może reprezentować zbiór jedno lub wieloelementowy. W większo-ści badań z tego zakresu, stosuje się porównania obiektu jednostkowego do grupy (member to group comparisons), a typowy układ wyników wskazuje, że oceny obiektu porównywanego są zwykle bardziej skrajne w stosunku do standar-du porównań. Ilość pojawiających się corocznie artykułów, sugeruje, że zniekształcenia w sądach
porównawczych są tematem, który nie został zupełnie wyczerpany.
EFEKT ZAWYŻANIA/ZANIŻANIA: KIERUNEK ZNIEKSZTAŁCENIA
Zagadnienie sądów porównawczych bezpo-średnich pojawia się w ścisłym związku ze znie-kształceniem, jakim jest efekt zawyżania/zaniżania (Inferiority/Superiority Effect). Zniekształcenie to występuje w dwojakiej formie. Z jednej strony jest to tendencja do oceniania jednostki, jako lepszej niż średnia. Efekt ten znany pod nazwą „bycia lep-szym niż przeciętnie” (Alicke, 1985), pojawia się
Karolina Szutkiewicz-Szekalska
Jakub Niewiarowski
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75 zarówno w porównaniach siebie do innych (np.
Dunning, Meyerowitz, i Holzberg, 1989; Guenther i Alicke, 2010), jak i w porównaniach różnych innych pojedynczych osób w stosunku do grup, z których pochodzą (np. Klar i Giladi,1997; Suls, Lemos, i Lockett, 2002). Przykładowo, ludzie mają tendencję do oceny losowo wybranej osoby z grupy pozytywnej, jako lepszej niż jej pozosta-łych członków(Klar, 2002). Dzieje się tak, nawet, jeśli wiedza dotycząca tej jednostki jest skrajnie ograniczona (Klar i Giladi,1997).
Z drugiej strony badania pokazują też, że ludzie mają tendencję do zaniżania ocen jed-nostki na tle grupy, z której pochodzi. Efekt ten występuje w porównaniach siebie do innych: szczególnie w zakresie wymiarów, na których JAoceniane jest negatywnie (Guenther i Alicke, 2010), lub gdyprzedmiotem porównania są zada-nia trudne (Kruger, 1999). Zaniżanie ujawzada-nia się też w porównaniach innych do innych, gdzie np. członkowie grupy postrzeganej negatywnie, są oceniani, jako gorsi niż swoja grupa (Klar, 2002; Klar i Giladi, 1997). Zarówno efekt zaniżania jak i zawyżania pokazują, że pojedyncza osoba porównywana jest oceniana bardziej skrajnie niż grupa, z której pochodzi.
Dlaczego zatem sądy porównawcze tych samych obiektów czasami owocują zawyżaniem, a czasami zaniżaniem? Badacze wymieniają wiele czynników moderujących to zjawisko, wśród nich jest np. poziom trudności zadania, gdzie zawyżanie jest typowe dla czynności łatwych (np. jazda na rowerze); a zaniżanie, dla czynności trudnych (np. programowanie; Kruger, 1999), powszechność, gdzie zawyżanie jest związane z typowymi zdarzeniami życiowy-mi (np. z grypą, zakochaniem się), a zaniżanie ze zdarzeniami rzadkimi (np. zawał serca przed czterdziestką, wygrana w toto-lotka; por. Moore i Small, 2007), oraz czas wyznaczenia obiektu ocenianego z grupą, gdzie późne wyznaczenie skutkuje zawyżaniem, a wczesne zaniżaniem (Windschitl, Conybeare, i Krizan, 2008).
Efekty zawyżania/zaniżania dotyczą nie tylko obiektów społecznych (porównań ludzi). Giladi
i Klar (2002) pokazują, że ludzie zniekształcają swoje oceny w zakresie porównań takich obiek-tów jak np. piosenki (lubiane/nielubiane), jedze-nie (zdrowe/jedze-niezdrowe) czy mydła (przyjemjedze-nie/ nieprzyjemnie pachnące). Przykładowo w grupie lubianych piosenek, losowo wybrany target oce-niany był, jako bardziej atrakcyjny niż grupa, a w grupienielubianych, wylosowana piosenka postrzegana była, jakomniej atrakcyjna.
Stosunkowo nowe badania rzuciły światło na analizę bezpośrednich sądów porównawczych. W ciekawej serii badań z użyciem obiektów nie-społecznych, Windschitl i in. (2008) pokazali, że możliwy jest do uzyskania odwrócony efekt zawyżania: mniejszej skrajności ocen obiektu pojedynczego w porównaniu do grupy obiektów (np. w porównaniach obiektów atrakcyjnych, obiekt jednostkowy oceniany był jako mniej atrakcyjny niż grupa – badania 1–3). Według autorów kluczowym dla kierunku zniekształce-nia ocen porównawczych jest czas wyznaczezniekształce-nia pojedynczego obiektu do porównania z grupą. Przykładowo, w jednym z badań, w którym pojedynczy obiekt ujawniany był dopiero po 12 sekundach od wyświetlenia grupy atrakcyj-nych bodźców (nad jednym z obiektów poja-wiał się X), oceny porównawcze wskazywały na większą preferencję obiektu porównywanego niż grupy (typowy efekt zawyżania). Natomiast, gdy obiekt oceniany ujawniany był bez opóźnienia (pojedynczy element wyznaczony wmomencie wyświetlenia wszystkich atrakcyjnych bodźców, na początku próby), jego oceny były niższe niż grupy (grupa oceniana była bardziej skrajnie – odwrócony efekt zawyżania).
Z pracy Windschitla i in. (2008) można wywnioskować, że gdyby badania w zakresie bezpośrednich sądów porównawczych na obiek-tach niespołecznych nie stosowały manipulacji uwagą osób badanych (zwiększenie wyrazisto-ści pojedynczego elementu poprzez np. jego opóźnienie), typowym efektem zniekształcenia powinno być uskrajnianie ocen na rzecz grupy.
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75
EFEKT ZAWYŻANIA/ZANIŻANIA: WIELKOŚĆ ZNIEKSZTAŁCENIA
Kierunek zniekształceń to tylko jeden z aspektów w opisie zniekształceń w sądach porównawczych. Z perspektywy autorów tego artykułu ważniejsza jest wielkość zniekształce-nia. Literatura przedmiotu jest pełna doniesień, które pokazują, że efekty zawyżania/zaniżania mogą różnić się na poziomie wielkości samego zniekształcenia.
Zatem spośród wielu czynników, które deter-minują wielkość zniekształcenia warto zwrócić uwagę na kilka z nich, np.: wieloznaczność wymiaru porównawczego (np. Dunning i in., 1989), gdzie im większa jest ilość znaczeń, które można przypisać do wymiaru oceny tym zniekształcenie ocen jest większe (np. więk-sze zniekształcenie przy użyciu cechy hojny niż punktualny); poziom generalizacji, gdzie tendencja do zniekształcania jest silniejsza dla porównań z abstrakcyjnym (np. typowym reprezentantem danej grupy) niż konkretnym (np. kolegą z ławki) standardem porówna-nia (por. Alicke, Klotz, Breitenbecher, Yurak i Vredenburg, 1995; Guenther i Alicke, 2010); a także poziom obciążenia poznawczego: tu efekt jest silniejszy przy dodatkowym obciąże-niu uwagi osób badanych (Kruger, 1999).
Naszym zdaniem, istotnym czynnikiem, choć do tej pory pomijanym przez badaczy, a bezpośrednio wpływającym na siłę efektu zawyżania/zaniżania jest wielkość standardu porównania, czyli ilość elementów w zbiorze, z którym porównujemy wyznaczoną jednostkę. Znane nam są tylko trzy badania, w których został przeanalizowany wpływ wielkości stan-dardu porównania na wielkość zniekształce-nia w sądach porównawczych bezpośrednich. Pierwsze dotyczy bodźców społecznych (Price, Smith, i Lench, 2006 eksperyment 2), drugie zaś bodźców niespołecznych (Niewiarowski, Karyłowski, Szekalska, Cypryańska, 2013), trzecie zaś bodźców społecznych i niespo-łecznych (Suls, Chambers, Krizan, Mortensen,
Koestner i Bruchmann, 2010). W jednym z badań (Price i in., 2006), przeprowadzono eksperyment, gdzie uczestnicy oceniali ryzy-ko doświadczania przez siebie negatywnych zdarzeń życiowych (np. złamanie kończy-ny) w odniesieniu do standardów porówna-nia o różnej wielkości. Standard porównaporówna-nia przedstawiony był na zdjęciach i obrazował albo jednostkę, albo grupy o wielkości czte-ry, osiem i 12 osób, nieznanych badanemu. Obiektem ocenianym było więc JA, a stan-dardem porównania nieznani inni. Price i in. (2006) wykazali, że we wszystkich czterech typach porównań, JA było oceniane, jako mniej podatne na negatywne zdarzenia życio-we (pojedynczy element postrzegany bardziej skrajnie). Siła tego optymizmu porównaw-czego wzrastała liniowo wraz z logarytmem wielkości grupy: im większy był referent tym bardziej oceny JA były skrajne. Z kolei inne badanie (Suls i in., 2010) w którym manipu-lowano wielkością standardu porównania lub obiektu porównywanego, nie wykazało wpły-wu wielkości zbioru na siłę uzyskanego znie-kształcenia. Z kolei Niewiarowski i in. (2013) przeprowadzili badanie, gdzie manipulowano wielkością grupy porównawczej, w warunkach w których zminimalizowane zostały czynniki wpływające na procesy uwagowe osób bada-nych (tj. auto-waloryzacja, egocentryzm; por. Brown, 2011; opóźnienie prezentacji obiektu porównania, por. Windschitl i in.2008).
Badanie to, było rozwinięciem eksperymen-tów 1–3 przeprowadzonych przez Windschitla i in. (2008), w których przy braku manipula-cji uwagą uzyskiwano odwrócony efekt zawy-żanie (tj. atrakcyjny obiekt oceniany był jako mniej pożądany niż grupa z której pochodził). W swoich badaniach Windschitl i in. (2008) stosowali porównania o stałej wielkości stan-dardu porównania (zawsze cztery obiekty). Interesujące było, więc to, aby sprawdzić, czy wielkość odwróconego efektu zawyżania na bodźcach atrakcyjnych, będzie wzrastać wraz ze wzrostem wielkości standardu
porówna-Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75 nia1. Niewiarowski i in. (2013) założyli, że
w porównaniach z wykorzystaniem atrakcyj-nych bodźców niespołeczatrakcyj-nych, bez dodatkowej manipulacji uwagą, pojedynczy obiekt będzie nie tylko oceniany, jako mniej atrakcyjny, ale i siła efektu będzie wzrastała wraz ze wzrostem liczby elementów składających się na standard porównania. Opisywane badanie przeprowadzo-ne zostało przy użyciu komputera, gdzie badani dokonywali porównań przy pomocy dwudzie-stopięcioelementowej matrycy prezentującej atrakcyjne guziki. W każdej z oddzielnych prób badani porównywali pojedynczy obiekt do stan-dardu porównania składającego z 2, 4, 8, 16 lub 24 elementów. Wyniki tego badania dostarczyły wsparcia dla postawionych przewidywań: przy braku manipulacji uwagą (jednoczesne wyzna-czenie obiektu ocenianego i standardu porów-nania), badani wykazywali większą preferencję grupy niż pojedynczego obiektu: uzyskano efekt zaniżania, który dodatkowo przyrastał liniowo wraz z logarytmem wielkości grupy stanowią-cej standard porównania.
Analizując otrzymane wyniki, Niewiarowski i in. (2013) zaproponowali trzy alternatywne wyjaśnienia. Pierwsze odnosi się do hipotezy liczebności (por. Pelham, Sumarta i Myaskovsky, 1994), która mówi, że liczebność postrzeganego bodźca (np. grupy) może być przenoszona na sądy ilościowe dotyczące tego bodźca: np. oce-niając średni wzrost postrzeganej grupy osób, ludzie podają większą liczbę, jeśli grupa jest większa, niż gdy grupa jest mniejsza, nawet, jeśli średni wzrost w tych grupach jest obiektywnie jednakowy (Price i in., 2006). Niewiarowski i in. (2013) twierdzą, że hipoteza liczebności może wytłumaczyć uzyskane wyniki w taki sposób, że im większy był standardporównania, tym bar-dziej wydawał się on atrakcyjny. Jednocześnie, można stwierdzić, że oceny porównawcze
bada-nych podlegały strategii: im więcej tym lepiej. Price i in. (2006) dowodzą, że hipoteza liczeb-ności powinna być szczególnie prawdziwa, jeżeli porównywane obiekty są do siebie podobne, lub gdy szczegółowe cechy postrzeganych bodź-ców nie są brane pod uwagę. Drugie wyjaśnie-nie uzyskanych wyników, Niewiarowski i in. (2013) przypisali strategii: wybierz najlepszy. Zgodnie z nią, cały wieloelementowy zbiór (jako standard porównania) wydawał się bar-dziej atrakcyjny niż pojedynczy element, nie ze względu na jego średnio większą atrakcyj-ność, ale ze względu na specyficzne bodźce, które się na niego składały. Autorzy założyli, że dokonując oceny standardu porównania bada-ni, zamiast wytworzyć sobie ogólne wraże-nie na jego temat, przeszukiwali grupę w celu wybrania najbardziej atrakcyjnego elementu. Następnie przyrównali target do najlepszego spośród standardu porównania (por. Chambers, 2010; Windschitl i in., 2008). Wyjaśnienie to jest teżspójne z efektem wielkości grupy, ponieważ prawdopodobieństwo znalezienia atrakcyjnego elementu rośnie, wraz ze wzrostem wielkości standardu porównania.
Możliwe jest też inne wyjaśnienie, które odnosi się do hipotezy różnorodności (variabili-ty hypothesis). Wbadaniach nad zachowaniami konsumenckimi, wybory są często tłumaczone przez tendencję do poszukiwania różnorod-ności (Maimaran i Wheeler 2008; McAlister i Pessemier, 1982), która mówi o tym, że konsu-menci wolą wybierać taką opcję, która jest bar-dziej różnorodna. W badaniu Niewiarowskiego i in. (2013), w każdym z typów porównań, stan-dard porównania był bardziej różnorodny niż pojedynczy element.
Różnorodność ta wzrastała, wraz z ilością obiektów składających się na daną wielkość standardu porównania.
1 Dodatkowe wsparcie dla efektu wielkości standardu porównania płynie między innymi z badań zajmujących się wyborami konsumenckimi, gdzie badanym prezentuje się sekwencje obiektów (np. aparatów cyfrowych, apartamentów itp.). Najczęściej, ostatni z obiektów (target) porównywany jest do poprzedzających go obiektów. Generalnie, im większy zbiór obiektów poprze-dzających prezentację targetu, tym większe jest zniekształcenie ocen (Hung i Yeung, 2011).
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75
W cytowanym badaniu (Niewiarowski i in. 2013), oceniano bodźce pochodzące z jed-nej kategorii, jednakże o sporej różnorodności (guziki odzieżowe). Co byłoby jednak, gdyby w innym badaniu zastosować bodźce jednorodne (nieidentyczne, ale bardzo do siebie podobne)? Z jednej strony, w badaniach nad sądami porów-nawczymi obiektów społecznych wykazano, że różnorodność jest elementem sprzyjającym znie-kształceniom porównawczym (por. Dunning i in., 1989, Suls i in., 2002). Z kolei badania zachowań konsumenckich pokazują, oprócz wspomnianej już tendencji do poszukiwania różnorodności, że ludzie wykazują preferencje do wyboru jednej z opcji, nawet, jeśli są one identyczne (Chapman, Lovelace, Cardello i Lawless 2010). Czy badanie z użyciem bodźców niespołecznych o małej róż-norodności wykazywałoby słabsze efekty znie-kształcenia ocen porównawczych?
Spróbujmy przewidzieć jak kształtowałyby się efekty:jeżeli prawdziwa jest strategia porów-nawcza im więcej tym lepiej, nie powinno mieć znaczenia czy porównywane są do siebie bodź-ce homogeniczne czy heterogeniczne. Zgodnie z hipotezą liczebności, to wartość liczbowa bodźca wpływa na jego ilościowy osąd (np. ocenę atrakcyjności), a tym samym efekt wiel-kości standardu porównania powinien być przy bodźcach homogenicznych równie silny, co przy bodźcach heterogenicznych.
Z kolei inne wyniki, mogłyby się ujawnić, jeśli prawdziwa jest hipoteza różnorodności. Zgodnie z wynikamibadań Chambersa (2010), dokonując porównań ludzie poszukują takiej cechy danego elementu, która odróżnia go od standardu porównania, po czym oceniają, jak bardzo pojedynczy element jest w zakresie tej cechy inny od grupy. W przypadku porównań z użyciem bodźców homogenicznych ilość cech różnicujących target od grupy powinna być bar-dzo niewielka, a tym samym zniekształcenie oceny porównawczej też powinno być niewiel-kie lub też mogłoby nie wystąpić wcale. Można też przewidywać, że wśród takich bodźców, wzrost wielkości standardu porównania
powi-nien tylko w niewielkim stopniu wpływać na wielkość zniekształcenia, ze względu na to, że wzrost wielkości grupy nie będzie raczej powią-zany ze wzrostem różnorodności.
Jeszcze innych wyników można się spo-dziewać, jeśli prawdziwa jest strategia wybierz najlepszy. Zgodnie z nią można przewidywać, że wśród bodźców homogenicznych, to grupa będzie postrzegana, jako bardziej atrakcyjna (łatwiej jest znaleźć w niej bardziej atrakcyj-ny element), ale że wzrost wielkości grupy nie będzie powiązany z wielkością zniekształcenia, ze względu na niepowiązaną z nim różnorodność.
Przewidywania te w odniesieniu do badania z użyciem bodźców homogenicznych można podsumować następująco. Jeśli prawdziwa jest strategia im więcej tym lepiej, należy spodzie-wać się replikacji wyników Niewiarowskiego i in. (2013): uzyskując odwrócony efekt zawy-żania wzrastający liniowo z wielkością grupy. Z kolei, jeśli prawdziwa jest hipoteza różnorod-ności, zniekształcenie porównawcze nie pojawi się, lub będzie obecne tylko dla dużych stan-dardów porównania. Jeśli prawdziwa jest stra-tegia wybierz najlepszy, należy oczekiwać, że w badaniu uzyskany zostanie efekt zaniżania i że nie będzie on powiązany z wielkością standardu porównania.
Te trzy alternatywne hipotezy zostały przete-stowane wbadaniu własnym, które było przepro-wadzone według analogicznej procedury do tej zastosowanej w badaniu Niewiarowskiego i in. (2013). Różnicą pomiędzy tymi badaniami był rodzaj zastosowanego materiału bodźcowego. W badaniu własnym zastosowano komputerowe, uproszczone grafiki przedstawiające atrakcyjne motyle. Bodźce były dwukolorowe i pochodziły od pięciu zbliżonych do siebie wyglądem wzor-ców. Badani porównywali pojedynczy obiekt do standardu porównania składającego z dwóch, czterech, ośmiu,16 lub 24 elementów.
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75 METODA
Osoby Badane. W badani wzięło udział
298 studentów Szkoły Wyższej Psychologii Społecznej. Badani byli losowo zapraszani do udziału w eksperymencie. Każda osoba praco-wała indywidualnie przy samodzielnym miejscu komputerowym.
Bodźce. W pierwszej fazie stworzono kom-puterowe, uproszczone grafiki przedstawiające dwukolorowe motyle. Obrazki przedstawia-ły pięć typów motyli różniących się odcienia-mi koloru niebieskiego na skrzydłach. W celu zwiększenia puli bodźców, motyle te zostały przedstawione na oddzielnych obrazkach pod różnymi kątami, dzięki czemu powstała baza 100 obrazków. Obrazki te zostały następnie podda-ne ocenom sędziów przy pomocy interpodda-netowej
ankiety. W ankiecie wzięły udział 63 osoby. Wszystkie obrazki okazały się być atrakcyjne: średnie oceny atrakcyjności były istotnie różne od wartości połowy skali (ogólnie M = 4.93; SD = 1.17; t(62) = 4.93, p < .001). Obrazki te, zostały następnie wykorzystane w badaniu właściwym.
Procedura. Na potrzeby badania została
przy-gotowana matryca porównań, wielkości 5 × 5 (25 elementów), prezentowana przy pomocy programu komputerowego, na ekranie o roz-dzielczości 1440 × 900.
W każdej z prób badany najpierw widział matrycę ze wszystkimi obrazkami bez dodatko-wych oznaczeń. Pod spodem widniała instrukcja: „Przyjrzyj się POWYŻSZYM obrazkom. Kiedy będziesz [GOTOWY] przejść do części z losowa-niem porównań naciśnij 3” (zobacz Rysunek 1).
Przyrzyj się powyższym obrazkom
Kiedy będziesz gotowy przejść do części z losowaniem porównań naciśnij 3
Rys. 1. Przykład jak prezentowany był początkowy ekran z dwudziestopięcio-elementową matrycą, przed losową selekcją pojedynczego elementu i standardu porównania
RYSUNKI Rysunek 1.
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75
Następnieinstrukcja była zamieniana na pięcio-stopniową skalęporównawczą: „Jak atrakcyjny jest obrazek oznaczony‘zielonym’ w porówna-niu do obrazków oznaczonych ‘szarym’?” (gdzie ‘zielonym’ i ‘szarym’ były odpowiednio pokolo-rowane prostokąty); o zakresie od: 1 „‘zielony’ jest zdecydowanie mniej atrakcyjny niż ‘szary’”, do 5 „‘zielony’ jest zdecydowanie bardziej atrak-cyjny niż ‘szary’”. Każdej z wartości skali przy-pisana była etykieta. Po dodatkowych 500 ms na matrycy wyznaczane były obiekt i standard porównania (pojedynczy element był oznaczony
zieloną ramką a grupa szarą; zobacz Rysunek 2). Dopiero od tego momentu badani mogli udzielić odpowiedzi (dokonać oceny).
W badaniu wykorzystano sto obrazków przed-stawiających atrakcyjne motyle. Obrazki były losowo przypisane do jednej z czterech grup po dwadzieścia pięć elementów. Obrazki wyświe-tlone na ekranie powtarzały się co cztery próby. W każdej z prób układ elementów na ekranie byłreorganizowany, w celu uniknięcia sytuacji, w której dany element służył, jako obiekt porów-nania, więcej niż raz w ciągu całego badania
Rys. 2. Przykład jak zadawane było pytanie porównawcze badanym. Ten rysunek pokazuje porównanie jeden versus szesna-ście w warunku z obecnością kontekstu i pojedynczym elementem prezentowanym po lewej stronie ekranu. Obiekt oceniany oznaczony jest kolorem zielonym, a referent kolorem szarym
Rysunek 2.
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75 (rotacja elementów na ekranie i w obrębie grup
obiektów była równoważona pomiędzy badany-mi)2.
W każdej z prób pojedynczy element i stan-dardporównania były losowo wybrane i zazna-czone ramką w odpowiednim kolorze. Element porównania był zawsze wybierany z bodźców matrycy znajdujących się w jednym z czterech rogów. Standard porównania był wybierany z pozostałych elementów. Standard Porównania występował w pięciu wielkościach: 2, 4, 8, 16 i 24. Liczba powtórzeń danego standardu porów-nania zależała od jego wielkości: porówporów-nania 1 versus 2, 4 i 8 były powtórzone po dziesięć razy; porównania 1 versus 16 były powtórzone sześć razy, a porównania 1 versus 24, dwa razy. Każdy badany udzielał trzydziestu ośmiu odpowiedzi. Kolejność typów porównań byław pełni zrów-noważona pomiędzy badanymi.
Losowo wybrana połowa badanych odpowia-dała na pytania, gdzie element oceniany umiesz-czany był po lewej stronie ekranu (lewy górny/ dolny róg matrycy), a połowa, gdzie umieszcza-ny był po prawej stronie ekranu (prawy górumieszcza-ny/ dolny róg matrycy). Druga zmienna grupująca osoby badane to obecność kontekstu. Połowa badanych była losowo przydzielana do warun-ku obecności kontekstu, a połowa do warun-ku brawarun-ku obecności kontekstu. We wszystkich typach porównań (z wyjątkiem 1 vs 24) tylko część matrycy była pokryta ramkami wyznacza-jącymi obiekt oceniany lub grupę. W warun-ku brawarun-ku obecności kontekstu, bezpośrednio po wyznaczeniu obiektów porównania, elementy, które nie były zaznaczone ramkami, znikały. Powodowało to, że tylko obiekty porównania pozostawały na ekranie. W warunku obecności kontekstu wszystkie elementy (zaznaczone ram-kami i niezaznaczone) były obecne na ekranie podczas dokonywaniaporównania3.
WYNIKI
Czynniki kształtujące oceny porównawcze. Dla każdego z badanych policzono średnią ocenę porównawczą oddzielnie dla prób dotyczących poszczególnych wielkości standardu porównania (tj. 2, 4, 8, 16 i 24), oddzielnie dla każdej z pozy-cji obiektu ocenianego (góra vs dół ekranu). Łącznie dla każdego badanego uzyskano w ten sposób dziesięćśrednich ocen porównawczych.
W badaniu testowano trzy alternatywne hipotezy.Pierwsza (dla strategii im więcej tym lepiej) przewidywała,że wielkość zniekształce-nia będzie rosła wraz ze wzrostem wielkości grupy porównawczej; druga (odnosząca się do różnorodności) przewidywała, że efekt zaniża-nia wystąpi, tylko dla największych standardów porównania. Trzecia (dla strategii wybierz naj-lepszy) przewidywała, że grupa będzie postrze-gana, jako bardziej atrakcyjna, niezależnie od wielkości standardu porównania (brak trendu liniowego).
Aby sprawdzić, dla której hipotezy wyniki dostarczają wsparcia, przeprowadziliśmy serię analiz. Na początku przeprowadzona została wieloczynnikowa analiza wariancji w schemacie mieszanym, w celu sprawdzenia, które z czynni-ków uwzględnionych w badaniu miały wpływ na oceny porównawcze. Analiza ta została przepro-wadzona w następującym schemacie:
5 (wielkość standardu porównania: 2 vs 4 vs 8 vs 16 vs 24) × 2 (położenie obiektu ocenia-nego: góra vs. dół) × 2 (kierunek porównania: obiekt oceniany po lewej vs obiekt oceniany po prawej stronie ekranu) × 2 (kontekst: obecny vs. nieobecny), gdzie dwie ostatnie zmienne były mierzone jako czynniki między osobami4.
Przeprowadzona analiza wykazała silny istot-ny statystycznie efekt główny wielkości stan-dardu porównania F(4, 275) = 14.31, p < .001, 2 Rotacja elementów na matrycy zapewniała też, że grupy obiektów składające się na standardy porównania nigdy nie wystą-piły w tej samej konfiguracji.
3 W cytowanym tu badaniu Niewiarowskiego i in. (2013) analogiczna manipulacja kontekstem nie powiodła się. Z manipulacji tej nie zrezygnowano, aby sprawdzić czy w obecności porównań bodźców homogenicznych, kontekst będzie miał znaczenie.
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75
ηp2 = .17. Pozostałe efekty główne, oraz efek-ty interakcyjne nie były istotne. Efekt główny wielkości standardu porównania został następnie przetestowany przy pomocy analizy trendu, która wykazała, że funkcja opisująca układ średnich ma charakter kwadratowy F(1, 278) = 13.86,
p < .001, ηp2 = .05. Dodatkowa analiza post- hoc pokazała, że tylko dla standardu porównań o wielkości dwóch elementów oceny były inne, niż dla wszystkich pozostałych wielkości stan-dardu porównania (M1vs2 = 3,03 vs M1vs4 = 2,82;
M1vs8 = 2,83; M1vs16 = 2,81; M1vs24 = 2,80; wszystkie wartości p <.001). Pozostałe pozio-my zmiennej wielkość standardu porównania nie różniły się między sobą (wszystkie p > .05).
Zniekształcenie ocen porównawczych. Poprzednie analizy pokazały, że oceny porów-nawcze zależały tylko od wielkości standardu porównania i że związek ten ma charakter krzy-woliniowy. Tak jak pokazuje Tabela 1 w każ-dym z typów dokonywanych porównań, oprócz 1 vs 2, oceny układały się poniżej połowy skali porównawczej, jednakże wielkość odwróconego efektu zawyżania nie zwiększała się wraz z wiel-kością standardu porównania (średnie ocen są niemal identyczne).
Tabela 1. Średnia ocena porównawcza w zależności od wielkości standardu porównania
Wielkość SP M SD 2 3,04 0,44 4 2,82* 0,48 8 2,83* 0,52 16 2,81* 0,60 24 2,80* 0,76 DYSKUSJA
Badania nad zniekształceniami w sądach porównawczych bezpośrednich są prowadzone od lat osiemdziesiątych dwudziestego wieku (Brown, 2011). Generalnie, wyniki, które są
publikowane dotyczą czynników, które powo-dują lub zmieniają siłę i kierunek tego zjawiska. Jednym z najczęściej uzyskiwanych wyników jest większa skrajność ocen przypisywana obiek-towi ocenianemu niż standardowi porównania. Najnowsze badania prowadzone z użyciem bodźców niespołecznych pokazują, że efekt ten można odwrócić nie stosując manipulacji uwagą (Windschitl i in. 2008). Spośród czynni-ków wpływających na wielkość zniekształceń porównawczych (w sądach bezpośrednich), sto-sunkowo mało przebadanym jest efekt wielko-ści zbioru stanowiącego standard porównania. Znane są nam dwa badania, które pokazują, że wielkość zniekształcenia w sądach porównaw-czych jest liniowo powiązana z logarytmem wielkości grupy, z którą porównywany jest poje-dynczy obiekt (Price i in. 2006; Niewiarowski i in, 2013). Efekt wielkości grupy znajduje też potwierdzenie w badaniach dotyczących zacho-wań konsumenckich, gdzie im więcej opcji poka-że się w jednej sekwencji badanym, tym lepiej ocenią tą, która była prezentowana na końcu (Hung i Yeung, 2011), a także w badaniach dotyczących wnioskowania o charakterystykach grup bodźców społecznych lub niespołecznych, gdzie im większa jest oceniana grupa, tym wię-cej przypisywanego jest jej natężenia określonej charakterystyki (Price i in. 2006; Smith i Price 2010).
Opisywane tutaj badanie własne zostało prze-prowadzone, aby odpowiedzieć na następujące pytanie: czy efekt wielkości grupy, ujawni się w porównaniach z użyciem bodźców o niskim zróżnicowaniu? Dodatkowo miało dostarczyć danych, aby określić, która z hipotetycznych stra-tegii dokonywania porównań, opisanych przez Niewiarowskiego i in (2013), odpowiedzialna jest za efekt wielkości standardu porównania.
Przeprowadzone badanie było replikacją eks-perymentu Niewiarowskiego i in (2013) z podsta-wową modyfikacją, jaką było użycie bodźców o bardzo małym zróżnicowaniu w zakresie wyglą-du i atrakcyjności. W badaniu uzyskane zostało zniekształcenie porównawcze, które było stałe
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75 niezależnieod wielkości standardu porównania,
oprócz porównań 1 vs 2gdzie nie uzyskano żad-nego zniekształcenia (pojedynczy obiekt oce-niany jako równie atrakcyjny, co grupa). Czym różnią się uzyskane wyniki w badaniu własnym, od tych, które ujawniły się w badaniu z uży-ciem bodźców heterogenicznych? W badaniu Niewiarowskiego i in. (2013) uzyskano wyraźny trend liniowy, a efekty zaniżania były obecne dla wszystkich typów porównań. W badaniu wła-snym, dla standardów porównania większych niż cztery, zaobserwowano efekt zaniżania, który nie zmieniał się wraz ze wzrostem grupy oraz brak zaniżania przy porównaniach 1vs 2. Porównując wyniki tych dwóch badań, możemy stwierdzić, że homogeniczność bodźców eliminuje efekt wielkości grupy, aczkolwiek nie całościowo.
Zastanawiająca jest przyczyna braku zaniża-nia przy porównazaniża-niach 1 vs 2. Z jednej stro-ny, można interpretować to, jako wynik małego zróżnicowania bodźców. Wśród bodźców homo-genicznych, mogło nie mieć znaczenia to, że standard porównania reprezentowany jest przez dwa elementy, ponieważ mogły one być prawie identyczne. Zgodnie z tym, różnice między ele-mentem pojedynczym a standardem porównania były tak małe, że badani udzielali odpowiedzi wskazującej na jednakową atrakcyjność porów-nywanych elementów.
Brak zniekształcenia w porównaniach 1 vs 2 jest też ciekawy w świetle badań Chapman i in. (2010), która pokazała, że ludzie nie rezygnują z możliwości dokonania wyboru, nawet, jeśli przedstawione im opcje są identyczne. W bada-niu tym, wybór dotyczył jednej opcji z dwóch możliwych. Być może, gdyby w badaniu wła-snym zastosowano porównania 1 vs 1, uzyska-no by efekt większej preferencji pojedynczego obiektu w stosunku do standardu odniesienia. Wówczas brak zawyżania w porównaniach 1 vs 2 można by rozumieć, w kategoriach efektu wielkości grupy porównawczej. Wątek ten nie-wątpliwie wymaga empirycznej weryfikacji.
Biorąc poprawkę na efekt uzyskany w porów-naniach 1 vs 2, otrzymane wyniki można
zin-terpretować w taki sposób, że homogeniczność bodźców zredukowała stosowane w badaniu typy porównań (tj. 1 vs 2, oraz 1 vs: 4, 8, 16, 24), do dychotomii mała grupa-duża grupa. Jeśli popatrzymy na układ średnich z tej strony, to możemy powiedzieć, że efekt wielkości grupy wystąpił (był obecny dla standardu porównania większego niż dwa elementy), jednakże zakres jego działania został radykalnie zmniejszony (nie przyrastał wraz ze wzrostem wielkości grupy). Przeprowadzone badanie nie dostarcza jednak przesłanek do stwierdzenia, czy homogeniczność bodźców wyeliminowała efekt wielkości grupy, czy tylko go zredukowała i w tym kierunku powinny prowadzić dalsze badania empiryczne.
Badanie własne miało posłużyć też odpowie-dzi, która ze strategii dokonywania porównań jest bardziej prawdopodobna: im więcej tym lepiej, wybierz najlepszy, czy ta opisywana przez hipo-tezę różnorodności. Uzyskany układ wyników zdecydowanie neguje strategię im więcej tym lepiej, albo znacząco redukuje jej zakres obo-wiązywania. Zgodnie z wynikami badań Price’a i in. (2006, 2010) oraz hipotezą liczebności, własności liczbowe bodźców są przenoszone na ilościowe sądy dotyczące tych bodźców. W prze-prowadzonym badaniu, wielkość zniekształcenia idzie w parze zwielkością standardu porówna-nia w bardzo ograniczonym zakresie, co sugeru-je, że aby strategia im więcej tym lepiej mogła działać, potrzebne jest większe zróżnicowanie wśród prezentowanych opcji. Jest to w sprzecz-ności z twierdzeniem Price’a (2006), że hipoteza liczebności powinna być szczególnie prawdziwa, jeżeli porównywane obiekty są do siebie podob-ne, lub gdy szczegółowe cechy postrzeganych bodźców nie są brane pod uwagę.
Z kolei hipoteza różnorodności, przewidy-wała, że wśród bodźców homogenicznych, efekt wielkości zbioru ujawni się, raczej przy dużych wielkościach standardu porównania, ze względu na ich potencjalnie największą różno-rodność. Uzyskane wyniki, pokazują odmienny układ. Zniekształcenie ocen pojawiało się już przy grupie o wielkości cztery i pozostawało
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75
niezmienne, mimo zwiększania się grupy porów-nawczej. Oznacza to, że hipoteza różnorodności, charakterystyczna dla opisu zachowań konsu-menckich, nie sprawdza się w środowisku homo-genicznym.
Ostatnie z potencjalnych wyjaśnień: strategia wybierznajlepszy, wydaje się najlepiej pasować do profilu uzyskanych wyników. Zgodnie z nią badani nie porównywali pojedynczego elementu do średniej atrakcyjności standardu porówna-nia, tylko spośród elementów grupy składającej się na standard wybierali najbardziej atrakcyjny, którynastępnie zestawiali z obiektem pojedyn-czym. Ponieważ bodźce były mało zróżnicowa-ne, większe grupy nie oferowały większej szansy na znalezienie pośród nich bardziej atrakcyjnego elementu, dlatego wielkość zniekształcenia nie przyrastała wraz ze wzrostem grupy. Z kolei przy porównaniach z małą grupą (1 vs 2), mogło się okazać, że badani porównywali bodźce niemal identyczne, a tym samym, wybór najlepszego nie był możliwy.
Wyniki badania własnego sugerują, że zakres efektu wielkości grupy nie jest nieograniczony. Twierdzimy, żemusi istnieć minimalny poziom zróżnicowania, żeby efekt ten się ujawnił i że homogeniczność bodźców ma na niego wpływ silnie redukujący. Dodatkowo uważamy, że naj-bardziej prawdopodobną strategią zachowania w trakcie dokonywania porównań typu jednost-ka-grupa jest poszukiwanie najlepszego elementu (lub elementów) grupy, który następnie porów-nywany jest z pojedynczym obiektem. Dzieje się tak, mimo żepytanie porównawcze zakłada, że porównywana jest jednostka z wyznaczonym zbiorem elementów. Z perspektywy dalszych badań, warto pokusić się o użycie metod oku-lograficznych, które pozwoliłyby na rozstrzy-gnięcie, czy opisywana strategia ma naprawdę miejsce.
Pomimo że badanie własne było przepro-wadzone z użyciem prostych bodźców niespo-łecznych, twierdzimy, że jego wyniki mogą zostać zgeneralizowane na badania z użyciem bodźców społecznych. Większość badaczy
zaj-mujących się sądami porównawczymi bezpo-średnimi z użyciem bodźców społecznych, nie manipuluje takimi zmiennymi jak homogenicz-ność i wielkość grupy porównawczej. Uważamy, że wyniki badań przeprowadzonych z użyciem bodźców społecznych, a zwłaszcza tych mało znanych (porównania osób nieznajomych), byłyby podobne do tych, które uzyskane zostały w opisywanym tu badaniu własnym i badaniu Niewiarowskiego i in. (2013) pokazując wśród grup heterogenicznych, że im więcej tym lepiej, a wśród grup homogenicznych, że więcej to lepiej.
LITERATURA CYTOWANA
Alicke, M. D. (1985). Global self-evaluation as deter-mined by the desirability and controllabillity of trait adjectives. Jurnal of Personality and Social Psycho-logy, 49, strony1621–1630.
Alicke, M. D., Klotz, M. L., Breitenbecher, D. L., Yurak, T. J. i Vredenburg, D. S. (1995). Personal contact, individuation, and the better-than-average effect. Journal of Personality and Social Psychology, 68(5), strony 804–825.
Chambers, J. R. (2010). Why the Parts Are Better (or Worse) Than the Whole: The Unique-Attributes Hypo-thesis. Psychological Science, 2, strony 268–275. Chambers, J. R., Windschitl, P. D. i Suls, J. (2003). Egocentrism, Event Frequency, and Comparative
Opti-mism: When What Happens Frequently Is ‘More Likely to Happen to Me’. Personality and Social Psychology Bulletin, 11, strony1343–1356.
Chapman, K. W., Lovelace, E., Cardello, A. i Lawless, H. T. (2010). Preference for One of Two Identical Stimuli: Expectations, Explicit Instructions and Per-sonal Traits. Journal of Sensory Studies, 25, strony 35–53.
Dunning, D., Meyerowitz, J. A. i Holzberg, A. D. (1989). Ambiguity and self-evaluation: The role of idiosyn-cratictrait definitions in self-serving assessments of ability.Journal of Personality and Social Psycholo-gy, 57, strony1082–1090.
Giladi, E. E. i Klar, Y. (2002). When Standards Are Wide of the Mark: Nonselective Superiority and Inferiority Biases in Comparative Judgments of Objects and
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75 Concepts. Journal of Experimental Psychology:
General, 131(4), strony 538–551.
Guenther, C. L. i Alicke, M. D. (2010). Deconstructing the better-than-average effect. Journal of Personality and Social Psychology, 99(5), strony 755–770. Klar, Y. (2002). Why beyond compare: Nonselective
superiority and inferiority biases in judging ran-domly assigned group members relative to their peers. Jurnal of Experimental Social Psychology, 38, pp. 331–351.
Klar, Y. i Giladi, E. E. (1997). No One in My Group Can Be Below the Group’s Average: A Robust Posi-tivity Bias in Favor of Anonymous Peers. Journal of Personality and Social Psychology, 73(5), strony 885–901.
Klar, Y. i Giladi, E. E. (1999). Are most people happier than their peers, or are they just happy? Persona-lity and Social Psychology Bulletin, 25(5), strony 585–594.
Kruger, J. (1999). Lake Wobegon Be Gone! The “Below -AverageEffect” and the Egocentric Nature of Com-parative Ability Judgments. Journal of Personality and Social Psychology,77(2), pp. 221–232.
Kruger, J. i Burrus, J. (2004). Egocentrism and foca-lism in unrealistic optimism (and pessimism). Jour-nal of Experimental Social Psychology, 40, strony 332–340.
Maimaran, M. i Wheeler, C. S. (2008). Circles, Squares, and Choice: The Effect of Shape Arrays onUniqu-eness and Variety Seeking. Journal of Marketing Research, 45, strony 731–740.
Moore, D. A. i Small, D. A. (2007). Error and Bias in Comparative Judgment: On Being Both Better and
Worse Than We Think We Are. Journal of Personali-ty and Social Psychology, 92(6), strony 972–989. Niewiarowski, J., Karyłowski, J.,
Szutkiewicz-Szekal-ska, K. i CypryańSzutkiewicz-Szekal-ska, M. (w recenzji). Reversed better-than-average effect in direct comparisons of non-social stimuli depends on the set-size. Memory & Cognition.
Pelham, B. W., Sumarta, T. i Myaskovsky, L. (1994). The easy path from many to much: The numerosity heuristic. Cognitive Psychology, 2, strony 103–133. Price, P. C., Smith, A. R. i Lench, H. C. (2006). The
Effect of Target Group Size on Risk Judgments and Comparative Optimism: The More, the Riskier. Journal of Personality and Social Psychology, 90(3), strony 382–398.
Suls, J., Chambers, J., Krizan, Z., Mortensen, C. R., Koestner, B., & Bruchmann, K. (2010). Testing four explanations for the better/worse-than-average effect: Single- and multi-item entities as comparison targets and referents. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 113, pp. 62–72.
Suls, J., Lemos, K. i Lockett Stewart , H. (2002). Self-Esteem, Construal, and Comparisons With the Self, Friends, and Peers. Journal of Personality and Social Psychology, 82(2), strony 252–261.
Windschitl, P. D., Conybeare, D. i Krizan, Z. (2008). Direct – Comparison Judgments: When and Why Above- and Below-Average Effects Reverse. Jour-nal of Experimental Psychology: General, 137(1), strony 182–200.
Yu-Chen, H. i Yeung, C. (2011). Cancelation efficiency: Why the effect of comparison direction strengthens with choice set size. International Journal of Rese-arch in Marketing,28(2), strony 102–108.
Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 63–75
THE MORE THE BETTER OR MORE IS BETTER? SET SIZE EFFECT ON COMPARATIVE JUDGMENTS
ON HOMOGENEUS NONSOCIAL STIMULI
ABSTRACT
The set size effect in the area of direct-comparative judgments hasn’t gained much research interest, yet. This effect shows that the more elements constitute standard of comparison the larger is the comparative bias. In an experiment performed on a computer, it wast tested whether range of set size effect might be changed while applying stimuli of low variability in appearance and attractiveness. Participants (N = 298, Polish undergraduates) assessed attractive pictures presenting butterflies using a 5 × 5 matrix. On each trial one of the items was randomly designated as a target, which wascompared to a randomly selected referent consisting of two,four, eight, 16 or 24 items. Results show that the set size effect on homogenous stimuli is greatly reduced, and that the most probable strategy underlying comparisons is: “pick the best”.
Keywords: Comparative judgments, superiority / inferiority effect, set size effect, homogenous stimuli
