17_PIOTR BRZOZOWSKI_Relacje między wartościami w świetle badań nad dyferencjałem semantycznym.pdf

P IOTR B RZOZOWSKI

Relacje mi˛dzy warto´ciami

w ´wietle bada´ dyferencjałem

semantycznym

Według Idy Kurcz 1 , jedna˛ z najstarszych ró˙nic analizowanych w psychologii jest ró˙nica

mi ˛ dzy opisem a ocena ˛ . Sygnalizowane rozró˙nienie pojawiło si ˛ tak˙e w pracach Osgo-

oda pod nazwa˛ denotacyjnego i konotacyjnego znaczenia słów. Znaczenie konotacyjne

odnosi si˛ do warto´ci, jaka˛ ma dany przedmiot do podmiotu; znaczenie denotacyjne

odnosi si˛ do tych cech przedmiotu, które sa˛ niezale˙ne od systemu warto´ci podmiotu.

Ka˙dy przedmiot mo˙e by´ zarówno opisywany jak i oceniany, jest wi˛c jednocze´nie

´ródłem znacze´ denotacyjnych i konotacyjnych.

W roku 1957 Osgood, Suci i Tannenbaum opublikowali klasyczna˛ dzi´ ksia˛˙k˛ po´wi˛-

cona˛ pomiarowi znacze´; dała ona pocza˛tek licznym badaniom nad znaczeniami konota-

cyjnymi poj˛´ i znaków a tak˙e postaw, ludzi itp., prowadzonych metoda˛ dyferencjału

semantycznego. Wspomniani autorzy zakładali, ˙e pomiar znaczenia konotacyjnego spro-

wadza si˛ do wskazania miejsca zajmowanego w przestrzeni semantycznej przez dane

poj˛cie czy nazw˛. Owa przestrze´ ma tylko kilka niezale˙nych wymiarów. Znaczenie

konotacyjne u Osgooda to po prostu zbiór cech (albo punktów na poszczególnych wymia-

rach), charakterystycznych dla danej nazwy, ale nie wyznaczaja˛cych jednocze´nie zakresu

nazwy. W odró˙nieniu od konotacyjnego – znaczenie denotacyjne jest zespołem cech

okre´laja˛cych jednocze´nie zakres nazwy 2 . W tym miejscu warto zauwa˙y´, ˙e tylko

znaczenie denotacyjne tzw. poj˛´ arystotelesowskich (matrycowych, naukowych) okre´la-

ja ˛ jednocze´nie zakresy nazwy. Nie dotyczy to poj ˛ ´ naturalnych, którymi posługujemy

si˛ na co dzie´ 3 . W ´wietle powy˙szego przytoczone definicje znacze´ denotacyjnych

i konotacyjnych wymagaja˛ radykalnej rewizji.

Analizy Osgooda wykazały, ˙e podstawowymi wymiarami przestrzeni semantycznej

sa˛: Warto´ciowanie, Siła i Aktywno´´. Zale˙nie od celu badania, mo˙na stosowa´ ró˙ne

skale, odpowiadaja˛ce trzem uniwersalnym wymiarom, oraz – dodatkowo – skale specyfi-

czne, odpowiadaja˛ce wymiarom charakterystycznym dla danej grupy znaków.

Z powy˙szego wynika, ˙e dyferencjał nie jest standardowa˛ technika˛ pomiaru; szcze-

gólnie skrupulatny badacz mo˙e dobiera´ osobno zestaw skal dla ka˙dego przedmiotu

236

poddawanego ocenie – taki zabieg pozwoliłby na najbardziej trafny pomiar znacze´

konotacyjnych pojedynczych obiektów. Pełna „indywidualizacja” skal utrudniałaby jed-

nak porównanie znacze´ dwu i wi˛cej obiektów.

Gdy porza ˛ dkujemy obiekty na skalach warto´ciuja ˛ cych, przypisujemy im jaka ˛ ´ war-

to´´. Do najwa˙niejszych skal warto´ciuja˛cych zalicza si˛ skal˛ wa˙no´ci, której bieguny

okre´laja˛ hasła wa˙ny–niewa˙ny i walencji (dobry–zły) 4 . Poniewa˙ celem referowanych

tu bada´ własnych jest pomiar konotacyjnych słów okre´laja˛cych warto´ci, najwła´ci-

wszym zestawem wydaja˛ si˛ te, które nale˙a˛ do Osgoodowskiego wymiaru „warto´ciowa-

nie”.

Spo´ród licznych prac po´wi˛conych warto´ciom, cz˛´´ wydaje si˛ bliska naszym

badaniom. R. Homant 5 na przykład wykazał, u˙ywaja˛c dyferencjału semantycznego i Skali

Warto´ci (Value Server) Rokeacha, ˙e im wy˙sza˛ ocen˛ uzyskuje warto´´ na skalach

warto´ciuja˛cych dyferencjału, tym jest ona wa˙niejsza w indywidualnej hierarchii wa˙no-

´ci. Z innej pracy Homanta 6 , tym razem po´wi˛conej znaczeniom denotacyjnym warto´ci

pochodza ˛ cych ze Skali Rokeacha, wiadomo, ˙e im wa˙niejsza warto´´, tym mniej wielo-

znaczna. Wi˛ksza jednoznaczno´´ wa˙nych warto´ci mogłaby dotyczy´ nie tylko znacze´

denotacyjnych, lecz i konotacyjnych. Zostanie to sprawdzone w badaniach własnych

(hipoteza 1).

M. Rokeach 7 wyró˙nia dwie klasy przekona´, które nazywa warto´ciami. Sa˛ to warto-

´ci ostateczne, stanowia˛ce główne cele ludzkiej egzystencji, jak na przykład miło´´,

wolno´´, pokój, godno´´ oraz warto´ci instrumentalne, które dotycza ˛ ogólnych sposobów

post˛powania, takich jak: uczciwy, ambitny, pomocny, posłuszny, wybaczaja˛cy. Rokeach

twierdzi, ˙e warto´ci ostateczne (WO) sa˛ poło˙one bardziej centralnie w osobowo´ci

człowieka, ni˙ instrumentalne (WI), z tego wzgl˛du pierwsze z nich sa˛ wa˙niejsze ni˙

drugie. Mo˙na zatem postawi´ hipotez˛ (hipoteza 2), ˙e warto´ci ostateczne uzyskaja˛

wy˙sze oceny na skalach warto´ciuja˛cych dyferencjału.

Interesuja˛cy eksperyment J. A. Golda i M. A. Robbinsa 8 nad struktura˛ pami˛ci seman-

tycznej dowiódł, ˙e warto´ci pozytywne (poj˛cia) magazynowane sa˛ w bardziej central-

nym i odr˛bnym miejscu magazynu pami˛ci, ni˙ warto´ci negatywne. W zwia˛zku z wyni-

kami tego eksperymentu uzasadnione jest oczekiwanie wy˙szych ocen na skalach

warto´ciuja˛cych dyferencjału w przypadkach warto´ci pozytywnych i ni˙szych ocen –

w przypadkach warto´ci negatywnych (hipoteza 3). Oczekiwanie dotyczy wszystkich skal

warto´ciuja˛cych, a nie tylko – co byłoby truizmem – skali „dobry–zły”.

Badania własne umo˙liwiaja˛ dodatkowo grupowanie warto´ci według ich znaczenio-

wego podobie´stwa oraz wykre´lenie tzw. profilów dla ka˙dej z analizowanych warto´ci 9 .

1. Metoda

W badaniach własnych posłu˙ono si˛ zbiorem 36 warto´ci pozytywnych (18 ostatecznych

i 18 instrumentalnych), pochodza˛cych ze Skali Warto´ci Rokeacha 10 oraz zbiorem 36

warto´ci negatywnych. Drugi zbiór obejmuje warto´ci, które sa ˛ przeciwie´stwami zbioru

pierwszego. We wcze´niejszych badaniach grupa 61 studentów psychologii i pedagogiki

(59 kobiet i 2 m˛˙czyzn) dobierała warto´ci negatywne do warto´ci pozytywnych z listy

Rokeacha.

237

W badaniach wła´ciwych oceniano, za pomoca ˛ dyferencjału semantycznego, znaczenia

konotacyjne wszystkich 72 warto´ci podanych w porza˛dku losowym. Posłu˙ono si˛ o´mio-

ma siedmiopunktowymi skalami. Wszystkie skale (dobry–zły, prawdziwy–fałszywy, god-

ny szacunku–niegodziwy, ma ˛ dry–głupi, wa˙ny–niewa˙ny, zamierzony–niezamierzony,

kontrolowany–przypadkowy, sensowny–bezsensowny) nale˙ały do wymiaru warto´ciu-

ja˛cego. W badaniach Osgooda były to skale nasycone najbardziej czynnikiem warto´ciu-

ja˛cym. Cztery nast˛pne – tak˙e czynnikiem aktywno´ci 11 .

Badania prowadzono w wylosowanych szkołach ´rednich Lublina (technika i licea)

w pa´dzierniku 1981 roku. Analizie poddano 100 osób, dziewcza˛t i chłopców, których

wiek zamykał si˛ w przedziale 16–19 lat.

Podstawa˛ wi˛kszo´ci opracowa´ statystycznych były ´rednie z wyników indywidual-

nych, obliczone osobno dla ka˙dej warto´ci i ka˙dej skali. Tak wi˛c w przypadku pojedyn-

czej warto´ci dysponowano o´mioma ´rednimi, które odpowiadały o´miu skalom dyferen-

cjału. Obliczaja˛c blisko´´ ba˛d´ odległo´´ znaczeniowa˛ mi˛dzy dowolna˛ para˛ warto´ci,

posłu˙ono si ˛ nast ˛ puja ˛ cym wzorem: 12

d (A, B) = (

a 1 −

b 1)

(

a 2 −

b 2)

. . .

(

a n −

b n )

gdzie d oznacza odległo´´ mi˛dzy znaczeniami, A i B – par˛ porównywanych warto´ci,

a 1 ... a n – kolejne skale, na których oceniano warto´´ A, b 1 ... b n – kolejne skale, na których

oceniano warto´ci B, n – liczba skal u˙ywanych przy ocenianiu (tu: 8). Do podanego wzoru

pod symbole a i b podstawiono ´rednie arytmetyczne.

W celu pogrupowania całego zbioru 72 warto´ci pod wzgl˛dem podobie´stwa znacze´,

posłu˙ono si ˛ technika ˛ o nazwie elementarna analiza powia ˛ za´ (która ˛ zmodyfikowano pod

wpływem taksonomii wrocławskiej) oraz technika˛ o nazwie hierarchiczna analiza powia˛-

za´ 13 . Nale˙y pami˛ta´, ˙e podobie´stwo znaczeniowe warto´ci ustalono na podstawie

danych pochodza˛cych wyła˛cznie ze skal warto´ciuja˛cych ba˛d´ warto´ciuja˛cych z dodat-

kiem czynnika aktywno´ci.

2. Wyniki bada´ 14

Uzyskane wyniki pozwalaja˛ na:

1. Wykre´lenie profilów dla ka˙dej z 72 warto´ci na 8 skalach.

2. Ustalenie blisko´ci (ba˛d´ odległo´ci) znaczeniowej dla 36 par warto´ci o znaczeniu

antonimicznym.

3. Skonstruowanie dwuwymiarowej przestrzeni semantycznej, w której – w postaci

punktów – mo˙na zaznaczy´ poło˙enie wszystkich 72 warto´ci. Jeden wymiar tej prze-

strzeni stanowi skala o biegunach „dobry–zły”, drugi – skala „wa˙ny–niewa˙ny”.

4. Pogrupowanie warto´ci bliskich znaczeniowo. Przeprowadzono:

a) elementarna˛ analiz˛ powia˛za´, która zawsze prowadzi do jednoznacznego wyodr˛b-

nienia w ka˙dym zbiorze okre´lonej liczby podzbiorów (np. wykres 3)

b) hierarchiczna˛ analiz˛ powia˛za´, która nie pozwala na jednoznaczne wyodr˛bnienie

238

okre´lonej liczby podzbiorów; liczba grup zale˙y od wielko´ci „progu”, który bierzemy

pod uwag˛ (np. wykres 7).

Ujmuja˛c rzecz inaczej, liczba wyłaniaja˛cych si˛ grup zale˙y od przyj˛tego przez

badacza stopnia statysfakcjonuja ˛ cego go podobie´stwa mi ˛ dzy warto´ciami. Im wi ˛ kszy

wymagany stopie´ podobie´stwa, tym wi˛ksza liczba grup warto´ci; im mniejszy przyj˛ty

stopie´ podobie´stwa – tym mniejsza liczba wyodr˛bnionych grup. Wyniki analizy przed-

stawia si˛ w postaci dendrytu obejmuja˛cego hierarchi˛ grup o ró˙nej ogólno´ci: od grup

jednoelementowych, przez grupy po´rednie (dwu– i wi˛cej elementowe) do jednej grupy

wieloelementowej obejmuja˛cej wszystkie analizowane warto´ci.

3. Profile warto´ci

Opublikowanie wszystkich 72 profilów jest niemo˙liwe; sa˛ one zbyt liczne. Na wykresie

1 przedstawiono, tytułem przykładu, profile dwu warto´ci oraz ´rednie arytmetyczne ocen

pochodza˛cych od 100 osób. Zainteresowany Czytelnik mo˙e samodzielnie wykre´li´ profil

ka˙dej warto´ci, posługuja˛c si˛ tabelami 1, 2, 3 i 4 (zała˛cznik). W tabelach tych podano,

oprócz ´rednich (x), tak˙e odchylenia standardowe od ´rednich (s). Pozwalaja˛ one oszaco-

wa´ stopie´ zgodno´ci ocen wydawanych przez osoby badane (im mniejsza warto´´

liczbowa s, tym wi˛ksza zgodno´´ ocen).

Wykres 1

Profile dwu warto´ci: „odpowiedzialny” i „nieodpowiedzialny”

Analiza profilów doprowadziła do odkrycia interesuja˛cej zale˙no´ci. Warto´ci pozy-

tywne otrzymały zwykle skrajne oceny pozytywne, ale warto´ci negatywne na ogół nie

otrzymały skrajnych ocen negatywnych (w granicach 3,5–4,5). Wyja˛tek stanowi skala

„dobry–zły”, gdzie skrajne oceny sa˛ reguła˛. A przecie˙ badanych poinstruowano, by

posługiwali si˛ ocenami przeci˛tymi tylko wówczas, gdy b˛da˛ uwa˙ali „poj˛cie za zupeł-

nie neutralne na danej skali – obydwa ko´ce jednakowo silnie zwia˛zane z tym poj˛ciem,

albo je´li skala jest zupełnie nieodpowiednia, nie zwia˛zana z danym poj˛ciem”. Otrzymane

239

wyniki zdaja ˛ si ˛ jednak ´wiadczy´ o braku zdecydowania w ocenach warto´ci negatyw-

nych, co jest prawdopodobnie wyrazem ubóstwa tre´ciowego, czy te˙ braku wyra´nej

struktury wewn˛trznej poj˛´ negatywnych. Ska˛dina˛d wiadomo, ˙e w j˛zyku istnieje wi˛cej

nazw na okre´lenie stanów negatywnych ni˙ pozytywnych, co zapewne oznacza subtel-

niejsze zró˙nicowanie negatywnych do´wiadcze´. W zwia˛zku z powy˙szym nasuwa si˛

interesuja˛ca hipoteza o mniej subtelnym ró˙nicowaniu poj˛ciowym stanów pozytywnych

przy równocze´nie bogatszej i lepiej okre´lonej tre´ci poj˛´, z czym idzie w parze subtel-

niejsze ró˙nicowanie poj˛ciowe stanów negatywnych i jednoczesne ubóstwo tre´ciowe

i niejasno´´ znaczeniowa „negatywnych poj˛´”. Niejasno´´ znaczeniowa mogłaby prze-

jawia´ si˛ m. in. w mniejszej zgodno´ci badanych przy ocenianiu znacze´ konotacyjnych.

Tabele 1, 2, 3 i 4 dowodza˛, ˙e odchylenia standardowe sa˛ na ogół wi˛ksze (mniejsza

zgodno´´) przy warto´ciach negatywnych ni˙ przy pozytywnych. Wyja˛tek stanowia˛ skale

„zamierzony–niezamierzony” i „przypadkowy–kontrolowany”, co ´wiadczy, ˙e badani

mieli taka˛ sama˛ (mała˛) jasno´´ przy ocenie na wymienionych skalach obydwu grup

warto´ci.

4. Pary warto´ci przeciwstawnych

Gdy zestawiono w pary warto´ci o przeciwstawnych znaczeniach, okazało si˛, ˙e odle-

gło´´ znaczeniowa mi˛dzy nimi jest du˙a w jednych parach i mała w innych. Odległo´´

mi ˛ dzy przeciwstawnymi warto´ciami bywa nazywana klarowno´cia ˛ . Im wi ˛ ksza odle-

gło´´ znaczeniowa dzieli antonimiczne pary, tym wi˛ksza klarowno´´ 15 . Poniewa˙ dwa

poj˛cia bardzo klarowne, tj. odległe znaczeniowo, trudno jest ze soba˛ pomyli´, zatem

mo˙na przyja ˛ ´, ˙e sa ˛ one bardziej jednoznaczne ni˙ poj ˛ cia nieklarowne. Według naszej

pierwszej hipotezy, poj˛cia bardziej jednoznaczne konotacyjnie, tj. klarowne, sa˛ poj˛ciami

wa˙nych warto´ci. Aby sprawdzi´ t˛ hipotez˛, obliczono współczynniki korelacji (rp)

mi˛dzy rangami, a wła´ciwie mediami z rang, jakie uzyskały warto´ci pozytywne w bada-

niu prowadzonym skala˛ Rokeacha i wska´nikami klarowno´ci. Stwierdzono wysoka˛ do-

datnia˛ korelacj˛ mi˛dzy wa˙no´cia˛ i klarowno´cia˛ warto´ci. W przypadku warto´ci

ostatecznych wyra˙ała si˛ ona liczba˛ 0,69 (p<.01); w przypadku warto´ci instrumentalnych

– liczba˛ 0,57 (p<.02).

Warto´ci ostateczne okazały si˛ ponadto bardziej klarowne ni˙ instrumentalne (tab.

5 i 6). Najbardziej klarowne w´ród WO były pary: prawdziwa–fałszywa przyja´´, pokój–

wojna oraz wolno´´–niewola. Najmniej klarowne: zbawienie–pot˛pienie i dostatnie ˙y-

cie–niedostatek. Dostatnie ˙ycie jest na ogół nisko oceniane przez młodzie˙, sta˛d niewielka

klarowno´´ nie jest tu zaskoczeniem. Warto´ci religijne natomiast nale˙ały w badanej

grupie młodzie˙y do najwa˙niejszych, dlatego mała odległo´´ znaczeniowa mi˛dzy zba-

wieniem a pot ˛ pieniem jest szczególnie intryguja ˛ ca.

W´ród WI najbardziej klarowne sa˛ nast˛puja˛ce pary: uczciwy–nieuczciwy i kochaja˛-

cy–niekochaja˛cy, a najmniej pary: posłuszny–nieposłuszny, pogodny–smutny.

Uzasadnione wydaje si ˛ przypuszczenie, ˙e mała klarowno´´ wszystkich wymienio-

nych par oznacza ambiwalencj˛ i ambitendencj˛ postaw. Ujmuja˛c rzecz inaczej: młodzie˙

nie jest do ko´ca pewna, jak ocenia´, co czu´ i jak post˛powa´ wobec tych sprzecznych

warto´ci.

Plik z chomika:

Inne pliki z tego folderu:

Inne foldery tego chomika: