AZ ÖNSZABÁLYOZÓ FÓKUSZ ÖNBEVALLÁSOS MÉRŐESZKÖZEINEK ÉRVÉNYESSÉGI VIZSGÁLATA *

Magyar Pszichológiai Szemle, 2014, 69. 2/4. 363–395. DOI: 10.1556/MPSzle.69.2014.2.4.

AZ ÖNSZABÁLYOZÓ FÓKUSZ ÖNBEVALLÁSOS MÉRŐESZKÖZEINEK ÉRVÉNYESSÉGI VIZSGÁLATA* ———

– FARAGÓ KLÁRA – KISS ORHIDEA EDITH – FEKETE SÁNDOR RÓBERT ELTE PPK Pszichológiai Intézet, Gazdaság- és Környezetpszichológia Tanszék E-mail: [email protected]; [email protected]; [email protected] Beérkezett: 2012. október 24. – Elfogadva: 2014. január 22.

SUMMERVILLE és ROSE (2008) a HIGGINS-féle önszabályozás elmélet (1997, 1998) és az azt vizsgáló mérőeszközökkel kapcsolatban végzett kutatásai nyomán arra a következtetésre jutott, hogy az önszabályozás koncepciója két különböző konstruktumot von egybe, az ideálok, illetve a kötelességek motivációs bázisát (önvezérlés), valamint a nyereség megszerzésének, illetve a veszteségek elkerülésének vágyát (referenciapont). Az első koncepciót az RFQ teszt, a másodikat a GRFM teszt vizsgálja. Egy nagyobb, 1023 fős mintán vizsgáltuk a LOCKWOOD, JORDAN és KUNDA (2002) által megalkotott GRFM teszt validitását abból a célból, hogy támpontokat kapjunk a skála megbízhatóságáról és érvényességéről. Egy kisebb mintán végzett további vizsgálat segítségével elemeztük, hogy az RFQ és a GRFM a regulációs fókusz egységes felfogását tükrözi-e. Előzetes vizsgálatok tapasztalatait megerősítve mi sem találtunk megfelelő együttjárást a két skála eredményei között. Így csatlakozunk Summerville és Rose nézetéhez, amely szerint a két teszt a regulációs fókusz különböző felfogását tükrözi. A Megismerés iránti szükséglet (NFCS) és az Ambiguitás iránti tolerancia (MSTAT-II) skálákkal kapott eredményeink ugyanakkor megerősítik mindkét teszt külső validitását. Vizsgálataink eredményeképpen a regulációs fókusz dichotóm felfogása helyett egy olyan kategorizációt javasolunk, ami számot vet azzal, hogy számos olyan személy található, aki mind a promóció-, mind a prevenciófókuszt mérő alskálán magas vagy alacsony eredményt ért el. Az így kialakított négy kategória tagságának számát és demográfiai jellegzetességeit tekintve alkalmasnak bizonyult arra, hogy további vizsgálatokban az önszabályozás komplexebb vizsgálatának kiindulópontjául szolgáljanak. Kulcsszavak:

önszabályozás, referenciapont, önszabályozó fókusz, prevencióorientáció, promócióorientáció, RFQ, GRFM

*

A TÁMOP-4.2.1/B-09/1/KMR-2010-0003. pályázat keretében végzett kutatás. Köszönjük Móra László Xavérnak, hogy rendelkezésünkre bocsátotta kutatási adatait.

363

364

Faragó Klára – Kiss Orhidea Edith – Fekete Sándor Róbert

AZ ÖNSZABÁLYOZÓ FÓKUSZ FOGALMA ÉS MÉRÉSE Az önszabályozó fókusz elmélete (HIGGINS, 1997, 1998) arra ad magyarázatot, hogy egy adott célt milyen motivációval közelítenek meg az emberek. Ugyanazon cél megközelítése a regulációs felfogás szerint kétféle motivációs bázison lehetséges, a célelérés módszereit az emberek ehhez a motivációs bázishoz igazítják. HIGGINS (1997) a motivációs beállítódás alapján kétféle orientációs típust különböztet meg aszerint, hogy az egyén elsősorban a célok elérésére, a szándékok megvalósítására (promóciófókusz) vagy a hátrányos következmények elkerülésére és a kötelességekre (prevenciófókusz) összpontosít-e. Az önszabályozásnak fontos szerepe van a gondolkodásban és viselkedésben, mert befolyásolja az elképzelt eredmények értékelését és a döntést irányító motivációs rendszert. Higgins hangsúlyozza, lehetséges, hogy bár két személy ugyanazt a célt tűzi ki maga elé, de másként közelítik meg, és közben más érzéseket élnek át (HIGGINS, BOND, KLEIN és STRAUMAN, 1986; HIGGINS, SHAH és FRIEDMAN, 1997). Az elérni kívánt célok esetében a promóciófókuszú egyén a nyereség megszerzésére fog törekedni, siker esetén a remény és az öröm, kudarc esetén pedig a csalódottság és a szomorúság érzését éli át. A prevenciófókuszú egyén a veszteségmentes helyzet (továbbiakban: „nem-veszteség”) megközelítésére fog törekedni, siker esetén nyugalmat, kudarc esetén pedig izgatottságot érez (MOLDEN, LEE és HIGGINS, 2008). Higgins szerint az olyan helyzeteket, amit az emberek el akarnak kerülni, szintén lehet promóció-, illetve prevenciófókuszúan kezelni. A promóciófókuszú egyén a veszély esetében a nyereség elszalasztását (nem nyereség) akarja elkerülni, a prevenciófókuszú pedig a veszteséget (IDSON, LIBERMAN és HIGGINS, 2000). A regulációs fókusz meghatározza, hogy az egyén milyen kontextusban szemléli a helyzetet, hogyan keretezi azt a maga számára. A promóció/prevenciófókuszú motivációs felfogás jelentős koncepciónak bizonyult, számos vizsgálat született e felfogás jegyében, és igen változatos kontextusban bizonyították érvényességét. A promóció- és prevenciófókusz lehet a személy tartós jellemzője, és lehet a szituációhoz kapcsolódó állapotjellemző. A prevenciófókuszt mint személyiségvonást a büntetésre épülő, a kötelességeket hangsúlyozó gyermekkori tapasztalatok sorozata alapozza meg, és ebből alakul ki a veszély elkerülésére épülő stratégia. A promóciófókuszú egyén gyermekkori tapasztalataiban pedig az ideálok megközelítése és a szeretetmegvonással történő büntetés szerepel (HIGGINS, RONEY, CROWE és HYMES, 1994). A prevencióorientált személyek érzékenyek az elutasításra, passzív és negatív megküzdési módokat alkalmaznak (AYDUK, MAY, DOWNEY és HIGGINS, 2003). A promóció/prevenciófókusz mint tartós személyiségjellemző mérésére Higgins és munkatársai (HIGGINS, FRIEDMAN, HARLOW, IDSON, AYDUK és TAYLOR, 2001) kidolgozták a regulációs fókusz kérdőívet (RFQ – Regulatory Focus Questionnaire). Annak ellenére, hogy a promóció- és prevenciófókuszt tartós jellemzőnek tekintik (krónikus promóció/prevenciófókusz), számos vizsgálat bizonyította, hogy igen könnyen létre lehet hozni promóció- vagy prevenciófókuszú beállítódást a vizsgálati helyzet manipulálása révén (helyzeti promóció/prevenciófókusz). Az előfeszítéssel létrehozott beállítódást szituációs önszabályozó fókusznak nevezik. 364

Az önszabályozó fókusz önbevallásos mérőeszközeinek érvényességi vizsgálata

365

A szituációs promóció/prevenciófókusz létrehozásának egyik eszköze a keretezés: a feladatot nyereségnek vagy veszteségnek címkézzük. A kísérleti vizsgálatok túlnyomó többségében promóció- vagy prevenciófókuszú beállítódást teremtettek, pl. instrukcióval (LEE és HIGGINS, 2009), a célok elérésére vagy a biztonságra utaló címkékkel (EVANS és PETTY, 2003), és annak a hatását vizsgálták, például a feladat teljesítésének színvonalára (MARKMAN, MADDOX és BALDWIN, 2005), az átélt érzelmekre (IDSON, LIBERMAN és HIGGINS, 2000; SHAH és HIGGINS, 2001). Ha nyereségre ösztönözzük a személyt (siker esetén jutalomhoz jut, és a kudarc a jutalom elmaradását okozza), akkor promóciófókuszt idézünk elő. Ha veszteséghelyzetben kell a célokat elérni (a siker itt azt jelenti, hogy eltüntetjük vagy minimalizáljuk a veszteséget, a kudarc esetén pedig megmarad vagy nő a veszteség), akkor prevenciófókusz jön létre (például CROWE és HIGGINS, 1997; IDSON, LIBERMAN és HIGGINS, 2000; SHAH és HIGGINS, 1997; MARKMAN, MADDOX és BALDWIN, 2005). A vizsgálatok felhívják a figyelmet az önszabályozó összeillés szerepére. Az önszabályozó összeillés annyit jelent, hogy a tartós beállítódás és a helyzet követelményeinek összeillése esetén a személy viselkedési szándékát helyénvalónak érzi, céljait megfelelőnek tartja, és ennek következtében jobban is teljesít. Össze nem illés esetén gyengül a motiváció, a célok kétértelművé, a viselkedés inkonzisztenssé válik (MARKMAN, MADDOX és BALDWIN, 2005). Liberman és munkatársai (LIBERMAN, IDSON, CAMACHO és HIGGINS, 1999) felvetették, hogy a promóció/prevenciófókusz összefüggésben áll a kognitív stílussal. Vizsgálatukban azt találták, hogy a promóciófókuszú személyek nyitottak a változásra, míg a prevenciófókuszúak inkább a stabilitást keresik. Promóciófókuszban több alternatív hipotézist generálnak az emberek, és kreatívabban gondolkodnak (MOLDEN, LEE és HIGGINS, 2008).

A promóció- és prevenciófókusz mérésére kidolgozott önbevallásos skálák A promóció/prevenciófókusz mérésére kidolgozott teszt (RFQ – lásd 1. melléklet) a személy szubjektív történetében átélt sikerek fényében vizsgálja az önszabályozást. A kérdőív tételei a személyek hatékony és nem hatékony önszabályozásának észlelt eseményeit vizsgálják, azaz a promóciós és prevenciós erőfeszítések sikerét vagy kudarcát. GRANT és HIGGINS (2003) a teszttel kapcsolatos eredmények összefoglalásakor arról számolnak be, hogy az így kialakított skálák a szerzők vizsgálataiban jó megbízhatóságot mutattak (Cronbach-α: promóció 0,73, prevenció 0,80). A főkomponens-elemzés két faktort hozott létre, ami a teljes variancia 29, illetve 21%-át magyarázta. A faktorok megegyeztek a feltételezett promóció- és prevenciófaktorokkal. A két faktor ortogonálisan helyezkedett el, csak kismértékű pozitív korrelációt mutatott egymással, r=0,21, p<0,01. Egy későbbi, 268 diákkal végzett vizsgálat ellenőrző faktoranalízise (JÖRESKOG és SÖRBOM, 1993) szintén a két faktor meglétét bizonyította (az illeszkedés mértéke 0,95 volt. A teszt-reteszt reliabilitás vizsgálat esetén (71 diákkal két hónapos eltéréssel felvett teszt alapján) 365

366


az RFQ promóció skáláján kapott korreláció értéke r=0,79, p<0,001, a prevenció skálájának korrelációértéke pedig r=0,81, p<0,001 volt. Lockwood és munkatársai egy olyan új skálát szerkesztettek, amely ugyanazon a teoretikus alapon nyugszik, mint a RFQ skála, de a tartós promóciós és prevenciós célokra közvetlenül, azaz nem az élettörténet felidézése révén kérdez rá (GRFM – General Regulatory Focus Measure; LOCKWOOD, JORDAN és KUNDA, 2002) (lásd 2. melléklet). A 18 tételes, kilencfokú skálát tartalmazó kérdőívüket 704 diák töltötte ki. Mindkét skála megbízható volt (Cronbach-α: promóció 0,81, prevenció 0,75), és csak kis mértékben korreláltak egymással (r=0,17, p<0,01). A skálát az önszabályozás fókuszával kongruens szerepmodellek vizsgálatára (LOCKWOOD, JORDAN, és KUNDA, 2002) és alkalmazott kutatásokban (például YEO és PARK, 2006) használták. A kutatások döntő többsége e két skála alapján vizsgálta a vonásszintű (krónikus) önszabályozási fókuszt, és meggyőzően bizonyították a skálák prediktív erejét. A promóció/prevenciófókusz mint konstruktum érvényességét különböző személyiségdimenziók mentén vizsgálták. Az RFQ tesztre adott válaszok pozitív öszszefüggést mutattak az EYSENCK és EYSENCK (1964) Extroverzió és a CARVER és WHITE (1994) BAS1 Drive, Válaszkészség és Kalandkeresés alskálákkal, és negatív összefüggést a JONES és RHODEWALT (1982) Self-Handicapping Skála eredményeivel. Az optimizmus a promóciófókuszú személyekre volt jellemző, akik sikert várnak, és a kíváncsiság motiválja őket. A prevenciófókuszú személyek viszont céltudatosak, és az életük értelmessé tételén fáradoznak (GRANT és HIGGINS, 2003). HAWS, DHOLAKIA és BEARDEN (2010) a regulációs fókusz mérésére szolgáló három mérőeszközt hasonlítottak össze abból a célból, hogy megvizsgálják, milyen elméleti háttérre épülnek az egyes mérőeszközök, milyen a belső konzisztenciájuk, megbízhatóságuk, és milyen bejósló erővel bírnak. A vizsgált három mérőeszközt kiegészítették a regulációs fókusszal szoros kapcsolatban álló konstruktumok mérőeszközeivel: HIGGINS, KLEIN, és STRAUMAN (1985) szelf-diszkrepanciát mérő Énképek kérdőívét és a megközelítés/elkerülés dimenzióját vizsgáló BIS/BAS skálát (CARVER és WHITE, 1994) is felvették. A másik három közül az egyik a promóció- és prevencióorientációt előhívó szavakra adott reakciók idejének mérésével operál, a másik kettő pedig az általunk is vizsgált RFQ és GRFM skálák. A vizsgálatok többféle mintán több fázisban zajlottak. Az első vizsgálatban 174 egyetemistával vették fel az öt tesztet, majd ugyanezt megismételték egy 232 fős mintán. A megbízhatóság mérésére egy 197 fős mintán öt hét különbséggel ismételten felvették ezeket a teszteket. Egy következő, 226 fős mintán a megbízhatóságot nem szünet, hanem kísérleti manipuláció beiktatásával vizsgálták, ahol vagy vágyaikról, reményeikről, vagy kötelességeikről írtak esszét. Az érvényesség vizsgálata céljából 1

GRAY (1972, 1981) a személyiséget a szorongás és impulzivitás két dimenziójában határozza meg. Az egyéni különbségek a környezet ingereire adott válaszkészség idegrendszeri meghatározottságából származnak. A szorongás hátterében a viselkedést gátló averzív motivációs rendszer (BIS), az impulzivitás hátterében pedig a megközelítő rendszer áll (BAS). A gátló rendszer negatív érzelmekkel társul (félelem, szorongás, frusztráció, szomorúság), és a célok felé való mozgást gátolja. A megközelítő rendszer (BAS) pozitív érzelmekkel társul (remény, öröm, boldogság), a célok elérésére, a jutalmak megszerzésére ösztönöz.

366


367

további 367 diák innovatív termékek birtoklásáról, biztos, de kis keresetet ígérő vagy bizonytalan, de nagy keresettel járó állás preferenciájukról, befektetési döntésről és meggyőző kommunikációra adott reakciójukról számoltak be, és kitöltötték a regulációs fókuszt vizsgáló teszteket is. 180 diákkal újabb vizsgálatot végeztek kiküszöbölendő a tesztek egy ülésen belüli megismétléséből adódó hiba lehetőségét. Ők három hónapos periódusban két-négy hetes különbséggel töltötték ki a regulációs fókusz mérésére szánt eszközöket. Ebben a vizsgálatban a kreativitást és egy választási feladatban figyelembe vett alternatívák számát is vizsgálták. A szerzők megállapítják, hogy a különböző mérőeszközök nem ugyanazt az eredményt adják, különbözik elméleti alapjuk, és más-más dimenzióban mutatkozik meg előnyük. Az RFQ kérdőív hátterében az a feltételezés áll, hogy a múltbeli tapasztalatok befolyásolják az új feladatokkal kapcsolatosan anticipált reakciókat, az önregulációs stratégiát. A tételek megfogalmazzák a vágyakat és aspirációkat egyfelől, a kötelességeket és feladatokat másfelől, valamint a pozitív és negatív kimenetelek megjelenítésével a promóciófókusz nyereségmegközelítő és nemnyereség-elkerülő, a prevenciófókusz veszteségelkerülő és nemveszteség-megközelítő célkitűzéseit. Hiányosságaként említik azt, hogy a megkérdezetteknek nehézségeket okozhat a múlt felidézése, valamint azt is, hogy az érzelmi tartalomra nem vonatkoznak a kérdések. Összefoglalva úgy értékelik az RFQ skálát, hogy az elméleti felvetések tesztelésére a leginkább alkalmas mérőeszköz, az önszabályozó fókusz érzelmi komponensének vizsgálatára azonban nem megfelelő. Eredményeik szerint az RFQ belső konzisztencia szempontjából megfelelő (Cronbach-α promóció 0,65, prevenció 0,80) a két alskála közepes mértékű pozitív korrelációt mutat (r=0,19, p<0,01), megbízhatósága szintén megfelelő, a hét vizsgált témával kapcsolatos reakciókból ötnél jósolta be a reakciókat. Az RFQ promóciófókusz r=0,21, p<0,01 korrelációt mutat a BAS skálával, a prevenció r=0,20, p<0,01 a BIS skálával. A GRFM skála közvetlenül rákérdez a promóció- és prevencióorientációra, felhasználva az önregulációs fókusz fogalmi leírásában szereplő kifejezéseket, de a nemnyereség megközelítésének, illetve nemveszteség elkerülésének lehetőségét nem kínálja fel. A tételek egy része külön méri a promóció- és prevenciófókuszt, más itemek viszont egy dimenzió két végpontjaként mérnek. A szerzők végső értékelése szerint a GRFM teszt elméleti kérdések tesztelésére az RFQ alternatívájaként használható, és különösen ajánlott abban az esetben, amikor elvont feladatokban való teljesítmény és az önszabályozás kapcsolata a kutatás tárgya. A GRFM belső konzisztencia szempontjából megfelelő (Cronbach-α: promóció 0,85, prevenció α=0,77), a két alskála közepes mértékű pozitív korrelációt mutat (r=0,27, p<0,01), megbízhatósága megfelelő, a hét vizsgált témával kapcsolatos reakciókból háromnál jósolta be a reakciókat. A GRFM promóciófókusz r=0,38, p<0,01 korrelációt mutat a BAS alskálával, a prevenciófókusz korrelációja r=0,36, p<0,01 a BIS alskálával. Az RFQ és a GRFM promóciófókusz skálájának egymással való korrelációja r=0,25, p<0,01, a két prevenciófókusz skála korrelációja pedig r=–0,14, p<0,01. SUMMERVILLE és ROESE (2008) kritikailag elemezte az önszabályozás elméleti konstruktumát és a fentebb bemutatott két vizsgálóeszközt. Szerintük HIGGINS (1997) két, egymástól különböző felfogást vagy jelentést ötvözött az eredeti kon367

368


cepciójában. Az egyik az önvezérlésre vonatkozik. Ennek értelmében a promócióorientált a vágyakra összpontosít, belső sztenderdeket érvényesít, személyesen fontos célok megvalósítását (ideál, ambíció) tűzi ki. A prevencióorientált ezzel szemben a kötelességekre összpontosít, külső (társas) sztenderdeket, kötelességeket, feladatokat, felelősséget hangsúlyoz. A másik felfogás a referenciapont szempontjából tesz különbséget a kétféle orientáció között, a megkülönböztetés arra irányul, hogy melyik lehetséges végállapot szabályozza a célelérést. Itt a promóciófókusz esetén a pozitív referenciapontra, a nyereségre fókuszál a személy, akkor éri el a célját, ha nyer, a prevencióra fókuszáló pedig a negatív referenciapontra, a veszteségre irányítja figyelmét, akkor éri el a célját, ha nem veszít. Ha az tételeket megvizsgáljuk, az RFQ az önvezérlő koncepcióba illeszkedik (ideálok vs. kötelességek), a GRFM pedig a referenciapont definícióba, a jelenlegi teljesítményt hangsúlyozza. SUMMERVILLE és ROESE (2008) arra keresték a választ, hogy az önszabályozási fókusz e kétféle felfogása alapján kidolgozott, az előző vizsgálatokban megbízhatónak bizonyult mérőeszközök valóban ugyanazt a konstruktumot mérik-e, azaz az én-ideál és a referenciapont-felfogás alapján a promóciófókusz és a prevenciófókusz empirikusan is összeillő eredményeket hoz-e, illetve a két mérőeszköz eredményei megegyeznek-e. 500 BA-képzésben részt vevő hallgató bevonásával megvizsgálták tehát, hogyan viszonyul egymáshoz ez a két mérőeszköz. A főkomponens-elemzés a regulációs fókusz két skáláját (RFQ és GRFM) különböző faktorokba rendezte. Három faktor jött létre: az első két faktor a nyereség (pozitív eredmények, ambíció, teljesítmény) és veszteség (kudarc, veszteség, kötelesség és szorongás) tételeivel telítődött. A harmadik faktor a RFQ-ból az engedelmességre vonatkozó tételeket tartalmazta. Mint korábban utaltunk rá, HIGGINS (1997) hangsúlyozza, hogy a promócióés prevenciófókusz nem azonos a megközelítés és elkerülés dimenziójával, erre a dimenzióra merőlegesen helyezkedik el. Mind a cél elérését, mind annak elkerülését lehet promóció-, illetve prevenciófókuszúan kezelni, a különbség az, hogy a promóciófókuszú nyereséget ígérő, a prevenciófókuszú pedig a veszteséggel nem fenyegető helyzeteket közelíti meg, illetve a promóciófókuszú a nyereséget nem kínáló, a prevenciófókuszú a veszteséggel fenyegető helyzeteket akarja elkerülni. Míg a megközelítés pozitív, az elkerülés negatív érzelmekkel társul mind a promóció-, mind a prevenciófókusz társulhat pozitív élményekkel sikeres célmegvalósítás esetén, és negatív élményekkel sikertelenség esetén, csak más karakterűek a promóciófókuszban átélt (öröm/szomorúság) és a prevenciófókuszban átélt (nyugalom/izgalom) érzelmek. A kétféle skála hátterében meghúzódó konstruktum vizsgálata céljából SUMMERVILLE és ROESE (2008) az RFQ és a GRFM skálaeredményeket összevetették a megközelítés/elkerülés dimenzióját vizsgáló BIS/BAS skálaértékekkel is (CARVER és WHITE, 1994). Azt tapasztalták, hogy a GRFM a BIS/BAS elkerülés/megközelítés dimenziójára nem merőlegesen helyezkedett el, hanem a GRFMmel inkább átfedést mutatott. A GRFM promóció alskála jobban korrelált a BIS/BAS megközelítés alskálával (r=0,55, p<0,001), mint az RFQ promóció alskálával (r=0,39, p<0,001). A BIS és RFQ prevenció alskálák korrelációja r=0,32, 368


369

p<0,001 volt. A GRFM prevenció alskálája a BIS/BAS elkerülés alskálájával jobban összefüggött (r=0,54, p<0,001), mint az RFQ prevenció alskálájával (r=−0,15, p<0,01). Az RFQ prevenció skála külön faktort képezett, s e harmadik faktor jelenléte azt mutatta, hogy a RFQ-val mért „kötelesség” önvezérlés (prevenciófókusz) független a megközelítés/elkerülés dimenziójától, de a többi dimenziótól is (mi több, negatívan korrelált a GRFM prevenció alskálával), míg a BIS/BAS és GRFM két alskálája ugyanazokba a faktorokba került, azaz ugyanazoknak a konstruktumoknak a kifejezője. A szerzők azt is ellenőrizték, hogy a fenti eredmények nem abból származnak-e, hogy a GRFM nem tartalmaz „nemnyereség” és „nemveszteség” tételeket, pedig ezek a tételek is részét képezik a definíciónak. A regulációs fókusz konstruktuma azt feltételezi, hogy a promóciófókuszú egyének a nyereségre és a nemnyereségre koncentrálnak (így az ilyen kérdésre adott válaszoknak egy dimenzióba kell rendeződniük), a prevenciófókuszú egyének pedig a veszteségre és a nemveszteségre. Ha a megközelítés/elkerülés a valódi dimenziók, akkor viszont a nyereséget és nemveszteséget kifejező tételek (megközelítés), valamint a veszteséget és a nemnyereséget kifejező tételek (elkerülés) kapcsolódnak egymáshoz. Ezt ellenőrizendő, a szerzők második vizsgálatukban nemnyereség és nemveszteség tételeket is létrehoztak. 69 BA-képzésben részt vevő hallgató töltötte ki az így létrehozott teszteket. Az eredeti GRFM kérdőív öt promóciótételét változatlanul hagyták, de öt másik tételét kudarcként fogalmazták meg (nemnyereség), valamint öt prevenciós tételt sikerként (nemveszteség), és másik ötöt kudarcként fogalmaztak meg. A résztvevők kitöltötték még a pozitív és negatív affektivitást mérő PANAS(WATSON, CLARK és TELLEGEN, 1988) tesztet is. A promóció skála nyereség és nemnyereség tételei nem korreláltak egymással, csakúgy, mint a veszteség és nemveszteség prevenciós tételei. Pozitív összefüggést mutatott viszont a promóció siker (nyereség) és a prevenció siker (nemveszteség), r=0,41, p<0,001, valamint a promóció kudarc (nemnyereség) és a prevenció kudarc (nemveszteség), r=0,53, p<0,001. A promóció siker és a prevenció siker pozitív affektivitással (r=0,48, p<0,001 és r=0,28, p<0,05), a promóció kudarc és a prevenció kudarc negatív affektivitással (r=0,52, p<0,001 és r=0,50, p<0,001) járt együtt. A kapott eredmények ellentmondanak annak a feltételezésnek, hogy az önszabályozó fókusz független az értékeléstől. A harmadik vizsgálat arra vonatkozott, hogy az affektivitással mutatott nem várt összefüggés mindkét skála esetében jellemző-e. 41 BA-képzésben részt vevő hallgató kitöltötte az RFQ, GRFM és PANAS-teszteket. A GRFM promóció alskála és a PANAS-féle pozitív érzelem (PA) alskála pozitívan korreláltak, r=0,31, p<0,05, a prevenció és a negatív érzelem (NA) alskálák szintén pozitív összefüggést mutattak. r=0,39, p<0,01. Az RFQ alskálákkal nem függtek össze a PANASalskálák. A GRFM tehát hozzákapcsolódott az elméletben független megközelítés/elkerülés dimenzióhoz. A kapott eredményekből a szerzők azt a következtetést vonják le, hogy az önszabályozó fókusz két megközelítése (önvezérlés és referenciapont) két különböző, egymással nem összefüggő konstruktumot tartalmaz. Megkérdőjelezik a GRFM skála validitását, mivel a vizsgálatban létrehozott új, az elmélet szempontjából 369

370


releváns tételek alapján a promóció/prevenciófókuszú tételek egymással és az érzelmekkel is szoros összefüggést mutattak. A szerzők szerint a GRFM inkább a megközelítés/elkerülés mutatója, emocionális tendenciákat mér, és nem az önszabályozó fókuszról ad támpontot. A szerzők arra ösztönöznek, hogy további kutatások vizsgálják az önszabályozó fókusz konstruktumát és mérőeszközeit. TEODORESCU (2011) szerint a nyugati, szelfre fókuszált individuális értékvilág szerint felépített skála nem alkalmas a más kultúrában gyökerező önszabályozás vizsgálatára. A szerző új skálát dolgozott ki a regulációs fókusz mérésére. 234 személyt megvizsgált az általa készített új skálával, valamint az RFQ skálával, az optimizmust mérő LOT skálával, és a NFCS (need for cognition) határozottság és ambiguitástűrés alskáláival. Saját tesztjének érvényesség- és megbízhatóságmutatói csak a prevenció alskála esetén voltak meggyőzőek. A mi szempontunkból azonban érdekesek az RFQ-val román népesség körében kapott eredmények (a vizsgált 250 személy életkori sávja 14 és 71 éves kor között volt, szándékosan nem csak diák populáció tette ki a mintát). Az RFQ és a szerző által kialakított teszten azonos összefüggéseket mutató eredmények azonban a várakozással ellentétes irányba mutattak. A szerző szerint ezek az eredmények megkérdőjelezik az RFQ skála érvényességét: a promóció és a prevenció dimenziója (mindkét mérőeszköznél) korrelált egymással (r=0,29, p<0,01), valamint a promóciófókusz alskála (mindkét skálán) pozitívan korrelált az ambiguitás iránti intoleranciával (r=0,14, p<0,01). Felvetődik a kérdés, hogy a két dimenzió valójában függetlennek tekinthető-e, vagy a korrelációt az okozza, hogy a közép-európai kultúra számára a prevenció és a promóció fókusza nem különül el egymástól élesen? Ez abból is adódhat, hogy ebben a kultúrában más a promóciófókusz jelentése is, amennyiben nem jelenti a lehetőségek megragadásának képességét, hiszen nem jár együtt a megismerés iránti szükséglettel és az ambiguitás elviselésével. Vizsgáljuk meg az idézett szerzők által megfogalmazott kritikákat HAWS, DHOLAKIA és BEARDEN (2010) eredményeinek tükrében. TEODORESCU (2011) felveti a promóció és a prevenció dimenziója elkülönítésének problémáját, mivel ezeket független dimenzióknak feltételezi az irodalom, a szerző azonban korrelációt tapasztalt közöttük. Eredményeit kulturális különbségnek tulajdonítja. A nyugati populáción végzett vizsgálatokban a két dimenzió korrelációja mindkét mérőeszköznél fennáll, az RFQ esetében kisebb, de szignifikáns (r=0,13–0,19 között, p<0,01), a GRFM esetén pedig (r=0,12–0,27 között, p<0,01) a román vizsgálathoz hasonló mértékben szignifikáns az érték. Így el kell vetnünk azt a TEODORESCU (2011) által javasolt kulturális magyarázatot, amely szerint a promóció- és prevenciófókusz a közép-európai kultúrában kevésbé különül el egymástól, mint a nyugat-európaiban. Ugyanakkor meg kell vizsgálnunk azt, hogy az eredmények mennyiben támasztják alá HIGGINS és szerzőtársai (2001) azon feltételezését, hogy a promóció- és prevenciófókusz független dimenzió, hiszen a függetlenséget az bizonyítaná, ha nem lenne korreláció a két dimenzió között. HAWS, DHOLAKIA és BEARDEN (2010) vizsgálatában a korreláció mértéke elég kicsi, így jogosnak érzik kimondani azt, hogy a két dimenzió független egymástól. Ugyanakkor a különböző szerzők leírásaikban és elemzéseikben szembeállítják e két dimenziót oly módon, hogy feltételezik, hogy vagy az egyik, vagy a másik fókusz 370


371

jellemzi a személyeket, és amikor akár kísérleti, akár korrelációs vizsgálatokat végeznek, a teszteredmények alapján egyik vagy másik dimenzióba sorolják a személyeket. A fennálló korreláció miatt azonban nem egyértelmű, hogyan lehet a személyeket egyik vagy másik dimenzióba besorolni. A besorolás dilemmáját többféle módszerrel próbálják megoldani, vagy az átlagnál kettévágva, vagy annak alapján sorolják be a személyeket, hogy melyik skálán adnak nagyobb értékeket. Ez az eljárás figyelmen kívül hagyja azt, hogy független dimenziók esetén, még inkább pozitív korreláció fennállásakor előfordulhat olyan személy is, aki mindkét dimenzióban alacsony vagy magas értékeket mutat, a besorolás tehát erőszakolt lehet. FITZSIMONS (2008) felhívja a figyelmet arra, hogy a mindenáron való dichotomizálás (ami gyakori a különböző kutatásokban) félrevezető interpretációkhoz vezethet. Mind HAWS, DHOLAKIA és BEARDEN (2010), mind SUMMERVILLE és ROESE (2008) felvetik azt a kérdést, hogy a különböző mérőeszközök által mért konstruktumok mennyire azonosak, megfeleltethetőek-e egymásnak. Míg a promóciófókusz GRFM és RFQ skálán mért eredményei egybecsengenek, a prevenciófókusz két mérőeszköze szignifikáns negatív összefüggést mutat, sőt SUMMERVILLE és ROESE (2008) faktoranalitikus vizsgálataiban az RFQ prevenciófókusza egy külön harmadik dimenzióba rendeződik. HAWS, DHOLAKIA és BEARDEN (2010) szerint a különböző mérőeszközök más elméleti kiindulópontot tükröznek, SUMMERVILLE és ROESE (2008) pedig erre az eltérő elméleti alapra adnak magyarázatot. Míg HAWS, DHOLAKIA és BEARDEN (2010) a BIS/BAS skálával való összefüggést nem tekintik problematikusnak, sőt a regulációs fókusz egyik mérőeszközének fogadják el a BIS/BAS skálát, addig SUMMERVILLE és ROESE (2008) számára a GRFM teszt és a BIS/BAS erős összefüggése megkérdőjelezi a regulációs fókusz elméleti konstruktumának egyértelműségét. Végül mindkét szerző azt javasolja, hogy a kérdésfeltevéstől függ, melyik tesztet érdemes alkalmazni. Vizsgálatainkban többféle cél vezérelt bennünket. 1. Mivel további vizsgálatainkban a teljesítmény és az önszabályozás kapcsolatát kívántuk feltárni, és elsősorban a referenciapont-felfogás érdekelt bennünket, ezért egy nagyobb mintán azt vizsgáltuk, hogy a GRFM teszt érvényesnek és megbízhatónak bizonyul-e. Az általunk áttekintett szakirodalomban nem találtunk adatokat demográfiai különbségek tekintetében, így mi ezt is vizsgálat tárgyává tettük. 2. A regulációs fókusz vizsgálati eszközeivel kapcsolatos kérdőjelek arra késztettek bennünket, hogy egy kisebb mintán elemezzük azt, hogy a magyar populációban kapott eredmények alapján a két skála, az RFQ és a GRFM, azonos konstruktumot mér-e. 3. A skálák külső validitásának vizsgálata céljából felvettük a Megismerés iránti szükséglet (NFCS – Need for cognition scale, WEBSTER és KRUGLANSKI, 1994) és az Ambiguitás iránti tolerancia (MSTAT-II, MCLAIN, 2009) skálákat is. (A GRFM és RFQ skálával a regulációs fókusz és a kockázatvállalás összefüggéseit is feltártuk a vizsgálatok során, de ennek eredményeit egy külön tanulmányban közöljük). 4. Végül TEODORESCU (2011) felvetése alapján azt is elemzés tárgyává tesszük, hogy a magyar eredmények megerősítik-e azt a feltevést, hogy a közép-európai kultúrában más a promóciófókusz jelentése, eredményeink eltérnek-e a nyugati kultúrközegben kapott eredményektől, és jobban hasonlítanak-e a román minta eredményeihez. 371

372


A MÉRŐESZKÖZÖKKEL VÉGZETT VIZSGÁLATAINK Jelen tanulmányunkban a regulációs fókusz két mérőeszközével kapcsolatban szerzett tapasztalatainkat mutatjuk be. Az RFQ teszt magyar adaptációja során nem változtattunk tartalmilag a tételeken. A GRFM tesztet LOCKWOOD, JORDAN és KUNDA (2002) egyetemista populációra dolgozták ki. Ennek megfelelően négy tétel (7., 8., 12., 13. tételek) megfogalmazásában egyetemi tanulmányokra vonatkozó célok, illetve elvárások szerepelnek. A teszt magyar adaptációja során mintánkat nem korlátoztuk az egyetemistákra, ezért szerettük volna elkerülni a megfogalmazásnak ezt a beszűkítő jellegét. Így akadémiai célok/elvárások helyett a magyar változatban munkahelyi célokat/elvárásokat írtunk. Ezen kívül tartalmilag nem változtattunk a tételeken, a magyar fordításban az angol szöveg pontos jelentését kívántuk visszaadni. Mindkét teszt esetén oda-vissza fordítással ellenőriztük ezt szakértői bizottság bevonásával. A GRFM teszt esetén egy előzetes 125 főt bevonó mintán végzett vizsgálat során nyert tapasztalatainkat is hasznosítottuk a teszt végleges formájának kialakítása során.

A GRFM-mel kapcsolatos eredmények bemutatása az 1023 személyes mintánkon Vizsgálati személyek A kérdőív felvételére 2011 október–novemberében került sor. A GRFM tesztet összesen 1023 személlyel vettük fel, amely minta 69,8%-a 18–30 éves, 16,3%-a 31– 40, 8,8%-a 41–50 éves és 5,1%-a 51 évnél idősebb. Nemi eloszlás szempontjából a GRFM minta 40,4%-a férfi, 50,6%-a nő. (A minta 9%-a nem jelölte be a nemét.) 46,8%-uk középfokú, 53,2%-uk felsőfokú végzettséggel rendelkezik. Vizsgálati eljárás A GRFM skálát a majdnem egy időben zajló különböző laboratóriumi és terepvizsgálatok személyeivel vettük fel, majd az idetartozó adatokat összesítettük egy adattáblába. A vizsgálatok életkor és nem szempontjából is jól szóródó mintákat érintettek, ezért az adatok alkalmasnak bizonyultak további elemzésekre. A vizsgálatban való részvétel önkéntes és anonim volt.

Eredmények Reliabilitáselemzés Első lépésben megnéztük, milyen arányban fordult elő, hogy az adott tételeket nem válaszolták meg a vizsgálati személyek. Eredetileg az 1121 személyből álló mintánkból kiszelektáltuk azokat, akik bizonyos tételek mentén nem adtak értelmezhető választ. Így 1023 személyen végeztük el a továbbiakban a statisztikai 372


373

elemzéseket. A minta csupán 0,4%-a nem válaszolt meg egyetlen GRFM tételt sem (ez összesen 5 személyt jelentett), egyetlen személy esetén fordul elő, hogy a 18 tételből 7 tételt nem válaszolt meg, 8 személy pedig egy-egy tételre nem adott választ. A legmagasabb arányban az első tétel maradt válaszolatlanul, a minta 0,8%-a nem adott választ az első tételre. Ez alapján az eredeti mintából kiszűrtünk első körben 15 személyt, a többi személyt pedig azért, mert a teszt kitöltése során nem adtak értelmezhető választ. A Lockwood és munkatársai által kidolgozott regulációs fókuszt vizsgáló mérőeszköz, a GRFM (LOCKWOOD, JORDAN és KUNDA, 2002) 18 tételén elvégzett reliabilitáselemzés alapján kapott Cronbach-α 0,80 (tanulmányunkban KLINE, 1999 alapján a 0,5 alatti α-értékeket elfogadhatatlannak, a 0,5–0,6 közötti értékeket gyengének, a 0,6–0,7 közötti értékeket megfelelőnek, 0,7–0,9 közöttieket jónak, a 0,9 felettieket pedig kiválónak tekintjük). A reliabilitásvizsgálatot külön lefutattuk a prevenció és promóció skáláira, a prevenció skála esetén kapott Cronbach-α 0,84, a promóció skála esetén kapott Cronbach-α 0,84. A kapott eredmények alapján tehát elmondható, hogy a teljes mérőeszköz és külön-külön véve a két skála megbízható. A promóció skálájához tartozó tételek közötti interitem korrelációja négy esetet kivéve 0,25–0,60 közé esett, a négy esetből három esetben az interitem-korreláció meghaladja a 0,2 értéket, egy esetben pedig ez az érték 0,15. Az utóbbi együttjárás a 3. tétel és a 18. tétel között állt fenn. A prevenció skálájához tartozó tételek esetén 5 eset kivételével az interitemkorreláció a 0,25–0,60 közé esik, az 5 esetből 4 esetén ez meghaladja a 0,2-t, egy esetben pedig az érték 0,16. Az utóbbi együttjárás az 1. tétel és a 15. tétel között állt fenn. Ha a teljes kérdőív tételei közötti interitem-korrelációs értékeket nézzük, akkor jellemző, hogy a prevenciós és promóciós tételek között megközelítőleg fele arányban szignifikáns korrelációs értékeket találunk, fele arányban pedig nagyon alacsony, nem szignifikáns értékeket. Tehát ilyen szempontból a két skála tételei nem válnak egyértelműen szét egymástól. Faktorelemzés A GRFM 18 tételén feltáró faktorelemzést végeztünk, módszerünk a főkomponenselemzés volt. Elvárásunk az volt, hogy a faktorelemzés során magyar mintán is igazoljuk a prevenció-, promóciófaktorok meglétét. A KMO értéke nagyon jónak tekinthető, jelzi számunkra, hogy a mért változók, azaz a prevenció és promóció dimenzióihoz tartozó tételek által vizsgált változók alkalmasak a faktorelemzésre, KMO=0,870. A Bartlett-próba nullhipotézisét, miszerint a kiinduló változók között nincs korreláció, szintén elvethetjük, mivel szignifikanciaszintje vizsgálatunkban kisebb 0,001-nél, tehát a változók alkalmasak a faktorelemzésre. Az iniciális kommunalitás áttekintése során leképzettnek tekintettünk minden olyan változót, amelynek kommunalitása elérte a 0,25-ös értéket. A 15. változó esetén ez az érték alacsonyabb volt, ezért a további feldolgozások során figyelmen kívül hagytuk. A 15. tétel nélkül a prevenciós skála esetén a reliabilitás mutatója enyhén javult, Cronbach-α = 0,85. 373

374


A 15. változót kihagyva újra elvégeztük a faktorelemzést 17 tételen, és két faktort kaptunk, az első faktor esetén a megőrzött információtartalom 26%, a második faktor esetén pedig 24%, a két faktor együttesen a változók információtartalmából 50%-ot őriz meg. Ezt elfogadhatónak tartjuk, lévén, hogy a megőrzött információtartalom meghaladja a kritériumként megszabott 33%-ot. Megjegyzésként, a 15. tétellel a megőrzött információtartalom 48% volt, e tétel nélkül 50%-ra nőtt. Az első faktorba összesen (a 15. tétel kivétele miatt) nyolc tétel került, a 1. táblázatban látható faktorsúlyok jól szemléltetik, hogy mekkora súllyal alakítják az első faktort. Az idesúlyozódó tételek egyértelműen a szakirodalomban, LOCKWOOD, JORDAN és KUNDA (2002) tanulmányában is a prevenció köré csoportosulnak (prevenciós tételek: 1., 2., 4., 7., 9., 10., 11., 13.). A második faktorba összesen kilenc tétel került, szintén a 1. táblázatban láthatók a második faktort alakító faktorsúlyok. Az idesúlyozódó tételek egyértelműen a promóció köré csoportosulnak, és a tételek itt is ugyanazok, amelyek az eredeti tanulmányban a promóció skálájához tartoznak (promóciós tételek: 3., 5., 6., 8., 12., 14., 16., 17., 18.).

1. táblázat. A faktorelemzés eredménye a GRFM teszten

GRFM tételek 01. tétel 02. tétel 03. tétel 04. tétel 05. tétel 06. tétel 07. tétel 08. tétel 09. tétel 10. tétel 11. tétel 12. tétel 13. tétel 14. tétel 16. tétel 17. tétel 18. tétel

I. faktor 0,606 0,753 0,436 0,666 0,329 0,078 0,753 0,109 0,742 0,721 0,668 0,204 0,635 – 0,011 – 0,160 0,128 – 0,324

II. faktor – 0,051 0,008 0,504 – 0,021 0,604 0,762 0,007 0,652 – 0,115 0,056 – 0,365 0,575 – 0,125 0,767 0,703 0,652 0,705

(N = 1023; 2 faktoros megoldás, Varimax-forgatás, faktorsúly > 0,30)

374

375


A faktorok bemutatása mintánk tekintetében A teljes mintán a két faktorra kapott átlagok: promóció esetében M=6,452, SD=1,395, prevenció esetében pedig M=4,348, SD=1,614-es szórásértékkel. Megnéztük a promóció és prevenció skálák összesített átlagértéke közötti különbség szignifikanciáját, és az eredmények azt mutatják, hogy a teljes mintán szignifikáns a két skála mentén kapott átlagok eltérése, Z=–23,627, p<0,001. Elvégeztük a promóció és a prevenció skálájára külön-külön a normalitásvizsgálatot, a mintánk e skálákban nem mutat normális eloszlást. Így, a két skálával végzett további adatfeldolgozások során nem paraméteres próbákat alkalmaztunk. Nemek szerinti eltérések az önszabályozás skáláinak vonatkozásában A promóció és prevenció skála vonatkozásában van különbség a férfiak és nők skálákon elért átlagértékei között. A promóciós skálán a 413 férfi vizsgálati személyünk átlaga M=5,873, SD=1,378, a 610 női vizsgálati személyünkké M=6,875, SD=1,351 Z=19,255, p<0,001. A prevenciós skálán a férfiak átlaga M=4,162, SD= 1,539, a nőké M=4,474, SD=1,644, Z=7,841, p<0,001. LOCKWOOD és munkatársaival (2002) ellentétben azt találtuk, hogy mind a két skála átlaga között szignifikáns különbség van a nemek vonatkozásában. Életkor szerinti eltérések az önszabályozás skáláinak vonatkozásában Az életkor vonatkozásában alkotott csoportjaink közötti különbségeket a 2. és 3. táblázat szemlélteti. Ahogy azt láthatjuk, szignifikáns eltérés van a korcsoportok között a prevenció és promóció skálák vonatkozásában egyaránt (a prevenció skála esetében: χ2=31,842, p<0,001, p<0,001, a promóció skála esetében pedig: 2. táblázat. A promóció és prevenció skálán kapott átlagok és szórások a korcsoportok mentén

Skála

Promóció

Prevenció

Életkor 18–30 31–40 41–50 50– Összesen 18–30 31–40 41–50 50– Összesen

N 0714 0167 0090 0052 1023 0714 0167 0090 0052 1023

M 6,64 6,31 5,69 5,49 6,45 4,53 4,02 3,85 3,70 4,34

SD 1,29 1,43 1,48 1,59 1,39 1,59 1,61 1,46 1,63 1,61

375

376

Faragó Klára – Kiss Orhidea Edith – Fekete Sándor Róbert 3. táblázat. A promóció és prevenció skálán kapott átlagok a korcsoportok páronkénti összehasonlításában

Skála

(I) életkor 18–30 év

31–40 év Promóció 41–50 év

50 év–

18–30 év

31–40 év Prevenció 41–50 év

50 év–

(J) életkor 31–40 év 41–50 év 50 év– 18–30 év 41–50 év 50 év– 18–30 év 31–40 év 50 év – 18–30 év 31–40 év 41–50 év 31–40 év 41–50 év 50 év – 18–30 év 41–50 év 50 év – 18–30 év 31–40 év 50 év – 18–30 év 31–40 év 41–50 év

M különbségek (I–J) 0,33131* 0,95427* 1,15447* – 0,33131* 0,62296* 0,82315* – 0,95427* – 0,62296* 0,20019 – 1,15447* – 0,82315* – 0,20019 0,50505* 0,68184* 0,83056* – 0,50505* 0,17679 0,32551 – 0,68184* – 0,17679 0,14872 – 0,83056* – 0,32551 – 0,14872

Szignifikancia 0,023 0,000 0,000 0,023 0,002 0,001 0,000 0,002 0,830 0,000 0,001 0,830 0,001 0,001 0,002 0,001 0,830 0,570 0,001 0,830 0,950 0,002 0,570 0,950

χ2=58,182, p<0,001). Lévén, hogy LOCKWOOD és munkatársai (2002) egyetemi hallgatókból álló mintán alkalmazták a mérőeszközt, ezért életkori különbségeket nem tudtak kimutatni a skálák vonatkozásában. Megállapíthatjuk, hogy minél inkább előrehaladunk az életkorban, annál inkább csökken mind a promóció, mind a prevencióorientáció a GRFM skálán. A promócióorientáció tekintetében ez a csökkenés szignifikáns az életkori kategóriákban egészen a 41–50 éves korcsoportig, e korcsoport és az 50 felettiek között azonban már nem szignifikáns a különbség. A prevencióorientáció esetében a különbség hamarabb elveszíti jelentőségét, míg a 18–30 éves korosztály prevenciófókusza minden más csoporténál magasabb, addig a következő korosztályok egymástól már nem különböznek szignifikánsan.

376


377

Végzettség szerinti eltérések az önszabályozás skáláinak vonatkozásában A végzettség vonatkozásában nem kaptunk szignifikáns eltéréseket egyik skálában sem (promóció estén p=0,853, prevenció esetén p=0,092). A négy kategória szerinti elemzés A 4. táblázatban látható, hogy az átlagtól való eltérés alapján hogyan sorolhatóak be a személyek négy kategóriába az 1023 fős mintán a GRFM szerint: magas promóció/magas prevenció (MM), magas promóció alacsony prevenció (MA), alacsony promóció magas prevenció (AM) és alacsony promóció alacsony prevenció (AA). 4. táblázat. A minta nemi eloszlása a négy kategória mentén

Kategória Magas promóció/Magas prevenció Magas promóció/Alacsony prevenció Alacsony promóció/Magas prevenció Alacsony promóció/Alacsony prevenció

Gyakoriság (%) 255 (ffi:26%, nő:24%) 285 (ffi:8%, nő:42%) 242 (ffi:38%, nő:14%) 236 (ffi:28%, nő:20%)

(N =1023)

A négy kategóriában közel egyforma számban helyezkednek el a személyek. Ez az eredmény mindenképpen arra utal, hogy ennek a kategorizációnak van létjogosultsága. A nemek közötti különbségek az MA és az AM kategóriákban jelentősek: az MA a nőkre és az AM a férfiakra jellemző. Míg a nőket a siker, a nyereség érdekli, és a kudarc lehetőségével kevésbé törődnek, addig a férfiak éppen fordítva, a kudarc elkerülésére összpontosítanak, miközben a siker lehetősége kevésbé motiválja őket. 5. táblázat. A minta életkor szerinti eloszlása a négy kategória mentén


18–30 év 24% 25% 28% 23%

Életkor 31–40 év 41–50 év 29% 22% 41% 28% 13% 17% 17% 33%

50 év felett 27% 37% 13% 23%

(N =1023)

377

378


Mivel ez a minta életkor és végzettség vonatkozásában jobban szór, érdemes a négy kategóriát e két demográfiai változó mentén is jellemezni. A négy kategóriát külön-külön véve azonban életkor függvényében nem találtunk szignifikáns eltéréseket a promóció és a prevenció átlaga vonatkozásában. Az alábbi, 6. táblázat érdekes eloszlási mintázatot mutat a végzettség vonatkozásában, a középfokú és felsőfokú végzettséggel jellemezhetők csoportja a négy kategória mentén szinte egymás tükörképe. A középfokú végzettségűek több mint 50%-a az alacsony promóció/magas prevenció kategóriába tartozott, és a felsőfokú végzettségűek több mint 50%-a a magas promóció/alacsony prevenció kategóriába, a maradék 50% az új kategóriák között oszlik el (MM, AA). Az éles elkülönülést mutatja az is, hogy a másik végzettség szerinti csoport preferált kategóriájába senki sem esik. 6. táblázat. A minta végzettség szerinti eloszlása a négy kategória mentén

Végzettség középfokú felsőfokú Magas promóció/Magas prevenció 29% 21% Magas promóció/Alacsony prevenció 00% 53% Alacsony promóció/Magas prevenció 51% 00% Alacsony promóció/Alacsony prevenció 20% 26% Kategória

(N =1023)

A magas promóció/magas prevenció (MM) kategóriában szignifikáns eltérést tapasztaltunk (Z=5,721, p<0,001): a középfokú végzettségűeknél magasabb a prevenciófókusz átlaga M=6,289, SD=0,851, mint a felsőfokú végzettségűeknél, M=5,059, SD=0,557. Az alacsony promóció/alacsony prevenció (AA) kategóriában a promóciófókusz esetében van szignifikáns különbség (Z=5,721, p<0,001): a középfokú végzettségűeket alacsonyabb promóciófókusz jellemzi, M=4,275, SD=1,206, mint a felsőfokú végzettségűeket, M=5,701, SD=0,647.

Az RFQ és a GRFM eredményeinek egybevetése Vizsgálati személyek, vizsgálati eljárás Mindkét tesztet, azaz a RFQ és a GRFM teszteket 245 személlyel vettük fel (a GRFM adatai részét képezik az előzőkben bemutatott 1023 mintának is). A vizsgálati személyek főiskolai hallgatók voltak, ezért életkor tekintetében kevéssé szórt a minta: 18 és 25 év közötti személyekből tevődött össze, életkoruk átlaga 20,63. Nemi eloszlás tekintetében a minta 38%-a férfi (93 személy), 62%-a nő (152 személy). A RFQ skála felvételének időszakai 2011. november-december és 2012. 378


379

március-április voltak. A tesztet BA-képzésben részt vevő hallgatók töltötték ki papír-ceruza formában. A vizsgálatban való részvételért bizonyos számú kreditet kaptak a hallgatók. A vizsgálatban való részvétel önkéntes és anonim volt. Az RFQ-val kapcsolatos eredmények bemutatása Reliabilitáselemzés Az RFQ 11 tételén végzett reliabilitás elemzés alapján kapott Cronbach-α 0,69. A reliabilitásvizsgálatot külön lefutattuk a prevenció és promóció skáláira, a prevenció skála esetén kapott Cronbach-α 0,77, a promóció skála esetén kapott Cronbach-α 0,66. A teljes mérőeszköz és a promóció skála reliabilitásmutatója megfelelő, a prevenció skála reliabilitásmutatója jónak tekinthető. A promóció skálájához tartozó tételek közötti interitem-korreláció 15 esetből 7 esetet kivéve 0,25–0,60 közé esett, a 7 esetből 3 esetben az interitem-korreláció meghaladja a 0,2 értéket, további két esetben pedig értéke 0,2 és 0,15 közé esett. Két esetben nem találtunk szignifikáns korrelációt: ez a 3. és az 1. tétel, továbbá a 3. és 9. tétel között fordult elő. A prevenció skálájához tartozó tételek esetén tíz esetből három eset kivételével az interitem-korreláció a 0,25–0,60 közé esik, egy esetben ez meghaladja a 0,2-t, egy esetben pedig az érték nagyobb, mint 0,15. Egyetlen esetben nem találtunk szignifikáns korrelációt, és ez a 8. és 5. tétel között állt fent. A 3. és 8. tételekről a továbbiakban még szót ejtünk. Ha a teljes kérdőív tételei közötti az interitem-korrelációs értékeket nézzük, akkor azt látjuk, hogy a 11. (promóciós) tétel a 2., 4. és 8. (prevenciós) tételekkel gyenge, ám szignifikáns korrelációs viszonyban van, illetve az 1. (promóciós) tétel és a 8. (prevenciós) tétel között van pozitív, de szintén gyenge korrelációs viszony. Tehát ilyen szempontból a két skála tételei eléggé szétválnak egymástól. Faktorelemzés A RFQ 11 tételén feltáró faktorelemzést végeztünk, módszerünk a főkomponenselemzés volt. Elvárásunk az volt, hogy a faktorelemzés során igazoljuk magyar mintán is a szakirodalomban igazolt prevenció-, promóciófaktorokat. A KMO értéke megfelelőnek tekinthető, KMO=0,764, jelzi számunkra, hogy a mért változók, azaz a prevenció és promóció dimenzióihoz tartozó tételek által vizsgált változók alkalmasak a faktorelemzésre. A Bartlett-próba nullhipotézisét, miszerint a kiinduló változók között nincs korreláció, szintén elvethetjük, mivel szignifikanciaszintje vizsgálatunkban kisebb 0,001-nél, tehát a változók alkalmasak a faktorelemzésre. Az iniciális kommunalitás áttekintése során leképzettnek tekintettünk minden olyan változót, melynek kommunalitása elérte a 0,25-ös értéket. A faktorstruktúrába a 3. (promóciós tétel) és a 8. változó (prevenciós tétel) (a 3. tétel esetén a kommunalitás mértéke=0,100, a 8. tétel esetén=0,201) nem simult be, a további elemzés lefuttatása során ezeket nem vettük figyelembe. A 3. és 8. tétel nélkül a 379

380


teljes teszt Cronbach-α értéke 0,69, ami nem módosult az előzőhöz képest, viszont a két skála reliabilitásértéke némiképp nőtt: a prevenciós skála esetén a Cronbach-α 0,81, a promóciós skála esetén a Cronbach-α 0,67. A 3. és 8. változót kihagyva újra elvégeztük a faktorelemzést, 9 tételen két faktort kaptunk, az első faktor által megőrzött információtartalom 30%, a második faktor által megőrzött pedig 25%, a két faktor együttesen a változók információtartalmából 55%-ot őriz meg. Ezt elfogadhatónak tartjuk, lévén, hogy a megőrzött információtartalom meghaladja a kritériumként megszabott 33%-ot. Megjegyzésként, a 3. és 8. tétellel a megőrzött információtartalom: 47% volt, e két tétel nélkül viszont 55%-ra nőtt. A Varimax-rotáció utáni megerősítő faktoranalízis eredményét a 7. táblázat szemlélteti. 7. táblázat. Az RFQ tételein végzett faktorelemzés eredménye

RFQ tételek (skála) 01. tétel 07. tétel (promóció) 09. tétel 10. tétel 11. tétel 02. tétel 04. tétel (prevenció) 05. tétel 06. tétel

I. faktor – 0,030 0,043 – 0,011 – 0,035 0,231 0,856 0,866 0,672 0,792

II. faktor 0,733 0,710 0,689 0,768 0,480 – 0,018 – 0,027 0,061 0,107

(N = 245; kétfaktoros megoldás, Varimax-forgatás, faktorsúly > 0,30)

Az első faktorba összesen négy tétel került, a táblázatban látható faktorsúlyok jól szemléltetik, hogy mekkora súllyal alakítják az első faktort. Az idesúlyozódó tételek egyértelműen a szakirodalomban leírt promóció köré csoportosulnak. Ezek azok a tételek is egyben, amelyek HIGGINS (2001) tanulmányában szintén promóciós tételek (promóciós tételek: 1., 7., 9., 10., 11.). A második faktorba összesen öt tétel került, szintén a táblázatban láthatók a második faktort alakító faktorsúlyok. Az idesúlyozódó tételek egyértelműen a prevenció köré csoportosulnak, és a tételek itt is ugyanazok, amelyek az eredeti tanulmányban a prevenció skálájához tartoznak (prevenciós tételek: 2., 4., 5., 6.). A faktorok bemutatása mintánk tekintetében A teljes mintán a két faktorra kapott átlagok promóció esetében M=3,599, SD=0,541, prevenció esetében pedig M=3,468, SD=0,662. Megnéztük a promóció és prevenció skálák összesített átlagértéke közötti különbség szignifikanciáját, és az eredmények azt mutatják, hogy a 245 személyes mintánkon a két skála mentén kapott átlagok eltérése nem szignifikáns, Z=–1,930, p=0,054. 380


381

Mivel a mintánk végzettség és életkor szempontjából kevésbé szórt, ezért egyedül arra kerestük a választ, hogy a nemi különbségek vonatkozásában milyen eltérések vannak a fókuszt tekintve. A normalitásvizsgálat alapján mintánk nem mutat normális eloszlást a két skála vonatkozásában. Ennélfogva a további próbák tekintetében nem paraméteres próbákat alkalmaztunk. Az eredmények azt mutatják, hogy a promóciófókuszú önszabályozás tekintetében nincs a nemek vonatkozásában szignifikáns eltérés (Z=–0,694; p=0,488). A prevenciófókuszú önszabályozás esetén viszont szignifikáns különbséget találtunk nemek függvényében a nők javára (Z=–3,813; p<0,001). A GRFM-mel kapcsolatos eredmények bemutatása A GRFM teszttel szintén végeztünk faktorelemzést 245-ös mintánkon is. A 245 személyes és a 1023 személyes mintán végzett feltáró faktorelemzés eredményét összehasonlítva elmondhatjuk, hogy a kapott faktorokba ugyanazok a tételek kerültek be. A promóció skálán a férfiak átlaga M=7,709, SD=1,196, a prevenció esetében pedig M=5,6123, SD=1,411, a nők átlaga pedig promóció skálán M=7,898, SD=1,35, prevenció esetében pedig M=6,063, SD=1,634. Ennél a mintánál is magasabb a nők értéke mindkét skálán, de csak a prevenciófókusz esetén szignifikáns az eltérés (p<0,05). RFQ és a GRFM skálák összefüggései 245 személyes mintánkon Megvizsgáltuk a továbbiakban a RFQ és a GRFM skálák egymással való összefüggéseit korrelációs módszerrel. Az alábbi táblázat azt mutatja, hogy az RFQ promóciós alskálája és a GRFM promóciós alskálája között szignifikáns pozitív kapcsolat van. A két prevenciós alskála azonban nincs szignifikáns korrelációs viszonyban. SUMMERVILLE és ROESE (2008) 504 egyetemistával végzett vizsgálatában hasonló korrelációkat kapott: a két skála promóciófókusz korrelációs értéke r=0,39, p<0,001, míg prevenciófókusz korrelációs értéke r=–0,15, p<0,01. A két skálán a promóciófókusz közepes mértékben korrelál, a prevenciófókusz azonban nem. 8. táblázat. Az RFQ és GRFM skáláinak összefüggése

Skálák

GRFM promóció skála

GRFM prevenció skála

RFQ promóció skála

r=–0,029 nem szignifikáns r=0,376 p<0,001 r=0,029 nem szignifikáns

r= –0,441 p<0,001 r=0,036 nem szignifikáns

r=0,063 nem szignifikáns

GRFM promóció skála

GRFM prevenció skála RFQ promóció skála RFQ prevenció skála

381

382


A két skála prevenciófókusz dimenziója tehát nem ugyanazt a konstruktumot méri. Meg kell még jegyeznünk azt is, hogy a RFQ promóció skálája negatívan korrelál a GRFM prevenció skálájával. Az RFQ és a GRFM skálák együttes faktoranalízise a 245 személyes mintánkon Az RFG és a GRFM skálák keresztvaliditásának vizsgálata céljából a 245 fős mintán elvégeztük a két skála együttes faktoranalízisét, módszerünk a főkomponenselemzés volt. A KMO értéke több mint megfelelő, jelzi számunkra, hogy a mért változók, azaz a prevenció és promóció dimenzióihoz tartozó tételek által vizsgált változók alkalmasak a faktorelemzésre, KMO=0,788. A Bartlett-próba nullhipotézisét, miszerint a kiinduló változók között nincs korreláció, szintén elvethetjük, mivel szignifikanciaszintje vizsgálatunkban kisebb 0,001-nél, tehát a változók alkalmasak a faktorelemzésre. 9. táblázat. Az RFQ és a GRFM tételein végzett együttes faktorelemzés eredménye

RFQ és GRFM tételek 01. tétel 07. tétel 09. tétel (RFQ, promóció) 10. tétel 11. tétel 02. tétel 04. tétel (RFQ, prevenció) 05. tétel 06. tétel 01. tétel 02. tétel 04. tétel 07. tétel (GRFM, prevenció) 09. tétel 10. tétel 11. tétel 03. tétel 05. tétel 06. tétel 12. tétel (GRFM, promóció) 14. tétel 16. tétel 18. tétel

I. faktor – 0,535 – 0,395 – 0,578 – 0,475 – 0,408 0,036 – 0,009 0,067 – 0,054 0,496 0,694 0,679 0,691 0,683 0,485 0,581 0,254 0,065 – 0,095 0,008 – 0,115 – 0,131 – 0,317

(N = 245; Varimax-forgatás, faktorsúly > 0,30)

382

II. faktor 0,314 0,357 0,167 0,535 0,128 – 0,047 – 0,073 0,084 0,065 0,119 0,056 – 0,094 – 0,018 0,045 0,301 – 0,245 0,642 0,528 0,670 0,560 0,683 0,682 0,641

III. faktor 0,040 0,113 0,049 0,029 0,276 0,853 0,852 0,673 0,783 0,177 0,085 – 0,018 0,041 0,010 0,006 – 0,039 – 0,029 0,038 0,164 0,059 – 0,012 – 0,080 – 0,098


383

A feltáró faktoranalízis során az RFQ tesztből két változónak, a GRFM tesztből pedig négynek nem volt megfelelő az iniciális kommunalitása. Az RFQ teszt esetén a 3. és a 8. változónak volt alacsony a kommunalitás mértéke (3. tétel esetén a kommunalitás mértéke: 0,179, a 8. tétel esetén 0,211). A GRFM teszt esetén a 8., 13., 15. és 17. változóknak volt alacsony a kommunalitás mértéke (a 8. tétel esetén a kommunalitás mértéke 0,077, a 13. tétel esetén 0,188, a 15. tétel esetén 0,132, a 17. tétel esetén 0,145). A további elemzés lefuttatása során ezeket figyelmen kívül hagytuk, majd újra elvégeztük a faktorelemzést 23 tételen. A KMO értéke nagyon jónak tekinthető, KMO=0,805. A Bartlett-próba nullhipotézisét szintén elvethetjük, mivel szignifikanciaszintje vizsgálatunkban kisebb 0,001-nél, tehát a változók alkalmasak a faktorelemzésre. Az alábbi táblázatban jól látható, hogy Varimaxrotációt követően három faktort kaptunk, az első faktor esetén a megőrzött információtartalom 20,5%, a második faktor esetén 13%, a harmadik esetén pedig 11,5%. A három faktor együttesen a változók információtartalmából 45%-ot őriz meg. Megjegyezzük, hogy a fenti 6 tétellel együtt a megőrzött információtartalom 38% volt, e tételek nélkül 45%-ra nőtt. A faktoranalízis eredménye megerősítette a korrelációs eredményeket. A két promóció skála egy faktorba került, de ennél markánsabbnak mutatkozott a GRFM prevenció skálájának negatív összefüggése az RFQ promóció skálájával (mintha ez a két alskála mutatna egy dimenzióban kifeszülő ellentétpárt). SUMMERVILLE és ROESE (2008) szintén három faktort találtak, a harmadik faktor náluk is az RFQ-val mért prevenciófókusz („kötelesség” önvezérlés). Azt állapították meg, hogy az RFQ prevenciós tételei által mért konstruktum negatívan korrelált a GRFM prevenció alskálával – a mi eredményeink szerint az RFQ prevenciós skálája szintén önálló, független dimenziót alkot, de negatív korrelációt nem találtunk. Eredményeink mindazonáltal egybecsengenek SUMMERVILLE és ROESE (2008) megállapításaival. Ha a két skála függetlennek bizonyul, akkor megállapíthatjuk, hogy más konstruktumokat mérnek, és ha az itemeket megvizsgáljuk, az RFQ az önvezérlő koncepcióba illeszkedik (ideálok vs. kötelességek), a GRFM pedig a referenciapont definícióba, és a jelenlegi teljesítményt hangsúlyozza. Azaz a promócióorientált személy az RFQ szerint a számára személyesen fontos célokra, vágyakra, belső sztenderdekre, ideálokra összpontosít, a GRFM szerint pedig a pozitív referenciapontra, a nyereségre fókuszál. A prevencióorientált ezzel szemben az RFQ szerint a kötelességeket, a külső vonatkoztatási keretet, a feladatokat, a felelősséget hangsúlyozza, a GRFM szerint pedig a negatív referenciapontra, a veszteségre irányítja figyelmét, és akkor éri el a célját, ha nem veszít. Mivel mindkét értelmezés benne foglaltatik HIGGINS (1997) eredeti, a regulációs fókuszról adott leírásában, amely, mint rámutattunk, ötvözi az önvezérlésre vonatkozó és a referenciapontra vonatkozó felfogást, és mivel a két felfogást mérő eszközök egymástól függetlennek bizonyultak, ezért a konstruktum felhasználójának kell eldönteni, melyik felfogást tekinti a maga nézőpontjából hasznosnak és érvényesnek. Mi úgy véljük, hogy ha a célelérés szempontjából a tényleges viselkedés regulációs fókusszal való összefüggéseit próbáljuk megragadni, hasznosabb a referenciapont-dimenziót felhasználni. 383

384


A tesztekkel mért regulációs fókusz validitásának vizsgálata céljából a Megismerés iránti szükséglet (NFCS, WEBSTER és KRUGLANSKI, 1994) és az Ambiguitás iránti tolerancia (MSTAT-II, MCLAIN, 2009) skálákat vettük fel. A korrelációs vizsgálat eredményeit a 10. táblázatban közöljük. 10. táblázat. A „Megismerés iránti szükséglet” és az „Ambiguitás iránti tolerancia” skálákkal mutatott összefüggések

NFCS MSTAT–II

RFQ promóciófókusz prevenciófókusz r=0,328 r=–0,004 p<0,001 nem szignifikáns r=0,315, r=–0,248, p<0,001 p<0,001

GRFM promóciófókusz prevenciófókusz r=0,259, r=–0,142, p<0,000 p<0,05 r=0,152, r=–0,410, p<0,05 p<0,001

Mind a megismerés iránti szükséglet, mind a kétértelműség tűrése pozitívan öszszefügg a promóciófókusszal mindkét teszt esetében. A kétértelműség iránti intolerancia együtt nő a prevenciófókusszal a megismerés iránti szükséglet csekély szintje azonban nem jellemzi olyan egyértelműen a promóciófókuszú személyeket (ez főleg az RFQ teszt esetén van így). Mindazonáltal a két teszttel kapott összefüggések megerősítik a regulációs fókuszt mérő tesztek érvényességét. A négy kategória szerinti elemzés A két mérőeszköz vizsgálatakor egyértelműnek bizonyult, hogy a promóciófókusz és a prevenciófókusz független dimenziók. Ez lényegében azt jelenti, hogy két különböző motivációs bázisról van szó a promóciófókusz és a prevenciófókusz esetében, amelyek egymástól függetlenül (felváltva vagy egyszerre is) aktiválódhatnak. Ebből arra következtethetünk, hogy vannak olyan személyek, akikre magas promóció- és prevenciófókusz, másokra pedig alacsony promóció- és prevenciófókusz egyaránt jellemző. Ezért megvizsgáltuk azt, hogy az átlagtól való eltérés alapján (az átlag felettieket magas, az átlag alattiakat alacsony kategóriába tettük) hogyan sorolhatóak be a személyek 4 kategóriába: magas promóció/magas prevenció (MM), magas promóció/alacsony prevenció (MA), alacsony promóció/magas prevenció (AM) és alacsony promóció/alacsony prevenció (AA). A 245 fős mintánkon a 11. táblázatban közölt eredményeket kaptuk: Az elemszám közel egyenlő az egyes kategóriákban. Ahelyett, hogy promóció/prevenciófókuszú személyekről beszélnénk, érdemes további vizsgálatokban a fenti négy kategóriát figyelembe vennünk. Mivel a 245-ös mintánk életkor és végzettség szempontjából kevésbé szórt (BAképzésben részt vevő hallgatók), ezért csak a nemi eloszlás szerint mutatjuk be a négy kategóriát. Ahogy azt a táblázatban is láthatjuk, mindkét teszt megegyezik abban, hogy az egyes kategóriákban a férfiak vagy a nők szerepelnek-e nagyobb 384


385

11. táblázat. A minta nemi eloszlása a négy kategória mentén a két teszt szerint


G y a k o r i s á g (%) GRFM RFQ 57 76 (ffi:19%, nő:26%) (ffi:24%, nő:36%) 73 54 (ffi:30%, nő:29%) (ffi:33%, nő:15%) 63 63 (ffi:24%, nő:27%) (ffi:18%, nő:30%) 52 52 (ffi:27%, nő:18%) (ffi:25%, nő:19%)

(N =245)

arányban. Így megállapíthatjuk, hogy az MM és az AM kategóriákban nagyobb a nők aránya, az MA és AA kategóriákban pedig a férfiak képviseltetik magukat nagyobb arányban. Míg általában a két nem közötti különbségek nem túl jelentősek az egyes kategóriákban, az RFQ az MA kategóriában élesen differenciál a nemek között. AZ EREDMÉNYEK ÖSSZEFOGLALÁSA Elsőként egy nagyobb mintán vizsgáltuk a GRFM teszt validitását abból a célból, hogy támpontokat kapjunk a skála megbízhatóságáról és érvényességéről, elősegítve azt, hogy további vizsgálatokban használható eszközt kapjunk a regulációs fókusz mérésére. Mintánk mérete lehetővé tette, hogy demográfiai szempontból is jellemezzük eredményeinket. A skálák külső validitásának vizsgálata céljából felvettük a Megismerés iránti szükséglet (NFCS, WEBSTER és KRUGLANSKI, 1994) és az Ambiguitás iránti tolerancia (MSTAT-II, MCLAIN, 2009) skálákat is. Egy kisebb mintán a Cronbach-α kiszámításával és faktorelemzéssel vizsgáltuk az RFQ és a GRFM teszt két alskálájának tételeit. Azt is elemeztük, hogy az RFQ és a GRFM a regulációs fókusz egységes felfogását tükrözi-e, eredményei egybecsengenek-e, azaz a kétféle promóció és prevenció alskála egymással korrelál-e. Kulturális szempontból is érdekes összehasonlításokat végezhettünk, mivel az RFQ skálával egy romániai vizsgálat más eredményeket kapott, mint a nyugateurópai vizsgálatok, a különbség hátterében a szerző a prevenció- és promóciófókusz kulturális különbségeit tételezte fel. A 12. – összefoglaló – táblázatban saját eredményeinkkel együtt bemutatjuk a bevezetőnkben idézett szerzők által kapott eredményeket. A két teszt közös faktorelemzése Summerville és Roese eredményeivel megegyezően az RFQ prevenció alskáláját független dimenzióba sorolta. 385

386

Faragó Klára – Kiss Orhidea Edith – Fekete Sándor Róbert 12. táblázat. A különböző szerzők eredményei a skálák vizsgálata alapján

RFQ promóció- prevenciófókusz fókusz r= r=

Faktoranalízis I. II. kétfaktoros struktúra a megfelelő tételekkel FKF kétfaktoros struktúra a megfelelő tételekkel I. II. kétfaktoros struktúra a megfelelő tételekkel FKF kétfaktoros struktúra a megfelelő tételekkel SR GRFM és RFQ BIS/BAS együtt: három faktor, az RFQ prev. fókusz külön faktorban FKF GRFM és RFQ együtt: három faktor, az RFQ prev. fókusz külön faktorban

GRFM promóció- prevenciófókusz fókusz r= r=

pro

pre

I. II. III. T FKF

0,19* 0,13 0,19* 0,29** 0,06

pro

I. II. III. SR FKF

0,25* 0,27** 0,40** 0,39** 0,37**

I. II. III. FKF

–0,28** –0,48** –0,24** –0,44**

I. II. III.

0,21** 0,21** 0,21**

RFQ

GRFM

pre

BAS

BIS

pro

pre

I. II. III. FKF

–0,7* –0,18** –0,13 –0,03

I.

–0,14

II. III. SR FKF I. II. III.

–0,18** –0,03 –0,15* –0,04 0,00 I. 0,12 II. 0,19** III. SR

I. –0,12 I. II. –0,19** II. III. –0,04 III. SR

I. II. III. FKF

0,20 I. 0,12 II. 0,07 III. 0,32**

NFCS+

T: –0,21** T: –0,19** FKF 0,328** FKF –nsz

AMB+

T: –0,14* T: –nsz FKF FKF 0,31*** –0,248***

–0,27** –0,12 –0,13 –0,03 0,38** I. 0,51** II. 0,38** III. 0,55**

0,05 0,04 0,16**

0,26** I. 0,04 II. 0,10 III. SR

–0,36** –0,39** –0,5 –0,54**

Használt jelzések: I., II., III.: HAWS, DHOLAKIA BEARDEN három vizsgálata, SR: SUMMERVILLE és ROESE vizsgálata, T: TEODORESCU vizsgálata, FKF: saját vizsgálataink. TEODORESCU vizsgálatában az NFCS skála határozottság alskálájára vonatkoznak a szignifikáns eredmények, az AMB eredmények pedig az ambivalencia alskálára. A magyar vizsgálatban a teljes NFCS skálát vizsgáltuk, az ambiguitás esetében pedig a MSTAT–II skálát alkalmaztunk (lásd feljebb).

386


387

Az idézett öt vizsgálatban megállapítható, hogy a korrelációs eredmények általában egy irányba mutatnak, mértékük azonban különbözik. Az RFQ prevenció, illetve a GRFM promócióskálák korrelációi mutatnak nagyobb változatosságot a különböző vizsgálatokban, ami a RFQ prevenciófókusz elkülönülésének faktoranalitikus eredményeivel összhangban van. Említésre érdemes az is, hogy Summerville és Roese kritikájában fontos szerepet játszó BIS/BAS és a GRFM skála korrelációi a többi vizsgálatban szintén megjelennek, de kisebb mértékben. Magyar mintán végzett korrelációs vizsgálatainkból is kitűnt, hogy a GRFM és RFQ skála promóciófókusz faktora szignifikánsan korrelált egymással, a prevenciófókusz esetében azonban ez nem volt elmondható. Mind a magyar, mind a többi vizsgálatban feltűnő az, hogy az RFQ promóciófókusz skálája a GRFM prevenciófókusz skálájával mutatott negatív korrelációja a legerősebb összefüggés, mintha ez a két skála lenne egy dimenzió mérőeszköze, amelynek egyik széle a promóció-, másik pedig a prevenciófókusz irányába mutat. A magyar mintán a promóció- és prevenciófókusz sem az RFQ, sem a GRFM esetén nem mutatott egymással összefüggést, míg a többi vizsgálatban pozitív korrelációt tapasztaltak a két, függetlennek feltételezett alskála között. TEODORESCU (2011) eredményeivel ellentétben mi a Megismerés iránti szükséglet (NFCS, WEBSTER és KRUGLANSKI, 1994) és az Ambiguitás iránti tolerancia (MSTAT-II, MCLAIN, 2009) skálák és az RFQ illetve GRFM skálák között pozitív korrelációt találtunk (kivéve az RFQ prevenciófókusz és az NFSC skáláját). Ez az eredmény elsősorban a GRFM skála esetében volt egyértelmű, annak a validitását erősíti meg. Érdeklődésünk a továbbiakban arra irányult, hogy a prevenció/promóciófókusz dichotomizálása helyett célravezetőbb-e a későbbi vizsgálatok során olyan négy kategóriába sorolni a személyeket, amely megengedi a mindkét skálán magas, illetve alacsony értéket mutató egyének osztályát is. Ezért megvizsgáltuk, valóban léteznek-e ezek a kategóriák, milyen eloszlást kapunk, ha mindkettőben magas, mindkettőben alacsony, és az egyikben magas, másikban alacsony kategóriák alapján képezünk csoportokat. Ez a csoportképzés mindkét vizsgálatunkban (és mindkét vizsgálóeszközzel) eredményesnek bizonyult: mind a négy csoport körülbelül azonos létszámmal töltődött fel. A négy kategóriát megvizsgáltuk demográfiai eltérés szempontjából. Az életkori és az iskolai végzettség szerinti vizsgálatnak csak a nagyobb mintán volt értelme. A végzettség szerinti összehasonlítás markáns különbségeket eredményezett a MA AM kategóriák vonatkozásában: míg a magas promóció alacsony prevenció kombináció a felsőfokú, addig az alacsony promóció magas prevenciófókusz a középfokú végzettségűekre volt jellemző. A négy kategória szerint vizsgált nemi különbségek a kisebb és nagyobb mintán nem esnek teljesen egybe. Mindkét mintán azt láthatjuk, hogy az alacsony promóció alacsony prevenció a férfiakra inkább jellemző, mint a nőkre. Ez egybevág azzal az eredményünkkel, hogy a férfiak az összes teszten mindkét dimenzióban alacsonyabb értékeket mutatnak, mint a nők. Mindkét mintán a GRFM szerint a magas promóció alacsony prevenció csoportban vannak a legtöbben. A nagy mintán ez elsöprően a nőkre jellemző, míg a kisebb mintán nincs számottevő nemi különbség. Az alacsony promóció magas 387

388


prevenció kategória szintén csak a nagyobb mintán mutat nemi különbséget, itt a férfiakra jellemző ez a kombináció. A két minta közötti különbséget annak tulajdonítjuk, hogy a kisebb minta összetétele életkori és iskolázottsági szempontból is eltért a nagyobb mintától. Mind elemszáma, mind összetétele következtében a nemi különbségek szempontjából a nagyobb mintát tekintjük mérvadónak. Ha összehasonlítjuk a GRFM és az RFQ tesztet ebből a szempontból, akkor megállapíthatjuk, hogy mindkét teszt megegyezik abban, hogy az egyes kategóriákban a férfiak vagy a nők szerepelnek-e nagyobb arányban. Míg általában a két nem közötti különbségek nem túl jelentősek az egyes kategóriákban, az RFQ az MA kategóriában élesen differenciál a nemek között.

MEGVITATÁS Nagy mintán lefuttatott vizsgálataink alapján megállapíthatjuk, hogy a GRFM skála használható mérőeszköznek bizonyult. A magyar mintán kapott eredmények csak kevéssé térnek el a szakirodalomban talált eredményektől. Kisebb mintán vizsgáltuk a két leggyakrabban használt önszabályozási fókusz teszt (RFQ és GRFM) egymáshoz viszonyított jellemzőit. A kétféle teszt függetlennek feltételezett promóció/prevenció alskálái között tapasztalt, a szakirodalom adatainál kisebb korreláció inkább megerősíti a promóció-prevenciófókusz dimenzióinak érvényességét. Ugyanakkor az RFQ prevenciófókusz skálájának külön dimenzióba való tartozása, a két prevenciófókusz alskála egymás közötti alacsony korrelációja és a négy kategóriában mutatott eltérések alapján hajlunk arra, hogy elfogadjuk Summerville és Roese azon felfogását, hogy az RFQ és a GRFM nem ugyanazt mérik, az RFQ az önvezérlő koncepcióba (ideálok vs. kötelességek), a GRFM pedig a referenciapont definícióba illeszkedik, és a jelenlegi teljesítményt hangsúlyozza. Mivel mindkét értelmezés benne foglaltatik HIGGINS (1997) eredeti, a regulációs fókuszról adott leírásában, amely, mint rámutattunk, ötvözi az önvezérlésre vonatkozó és a referenciapontra vonatkozó felfogást, és mivel a két felfogást mérő eszközök nem mutatnak szoros együttjárást, ezért a konstruktum felhasználójának kell eldönteni, melyik felfogást tekinti a maga nézőpontjából hasznosnak és érvényesnek, és melyik tesztet alkalmazza. Eredményeink nem erősítik meg TEODORESCU (2011) azon felfogását, hogy a kelet-európai régióban az emberek fejében összemosódik a promóció- és prevenciófókusz. Saját eredményeinkből inkább ennek ellenkezőjére következtethetünk: a két dimenzió nagyobb függetlenségét tapasztaltuk a magyar mintán, mint a nyugat-európai vizsgálatokban. A két kognitív stílust mérő tesztekkel végzett validitásvizsgálatok (NFCS és MSTAT-II) pedig mind a két mérőeszköz esetében megerősítették a promóció/prevenciófókusz koncepció érvényességét. A mindenáron való dichotomizálás buktatóit kerülendő, a szokásos két kategória helyett létrehoztunk négy kategóriát, amely lehetővé tette a mindkét skálán magas vagy alacsony értékeket mutató csoportok jellemzését is. E csoportokról a demográfiai elemzés néhány jellemzőt megmutatott: a mindkét kategóriában alacsony 388


389

személyek körülbelül a minta 20%-át teszik ki, inkább férfiak, és többségükben 41 és 51 év közé esnek. A mindkét kategóriában magas értéket mutató egyének körülbelül a minta negyedrészét alkotják, inkább a nőkre jellemző ez a kategória, az életkori sávokon közel egyformán helyezkednek el képviselőik. A kifejezetten promóciófókuszúak (magas promóció, alacsony prevenció) vannak a legtöbben a GRFM teszt szerint, ide csak felsőfokú végzettségű emberek kerültek. A kifejezetten prevenciófókuszúak száma (magas prevenció, alacsony promóciófókusz) körülbelül a minta negyedrészét teszi ki, ők kizárólag középfokú végzettségűek. Véleményünk szerint további vizsgálatokban érdemes a négy kategóriát alkalmazni a két kategória helyett. Feltehetjük azt a kérdést, hogyan értékeljük a promóció/prevevenció skálán elért relatíve alacsony, illetve magas eredményeket. Amennyiben a skálán mutatott értékeket a motiváció szintjének mutatójaként fogadjuk el, akkor eredményeink arra utalnak, hogy az idősebbek mind promóció, mind prevenciófókusz tekintetében elmaradnak a fiatalok mögött, ami általános motivációs szintjük csökkenésére mutat. A középfokú végzettségűek és a fiatalok óvatosabbak, a veszteséget, a kudarcot próbálják elkerülni, miközben a siker kevésbé motiválja őket (magas prevenció, alacsony promóciófókusz), a felsőfokú végzettségekkel rendelkezők és az idősebbek közül viszont sokan úgy tudnak a sikerre fókuszálni, hogy a kudarc esélye nem tántorítja el őket a céltól. A nemi különbségek tekintetében azt találtuk, hogy a férfiak az összes teszten mindkét dimenzióban alacsonyabb értékeket mutatnak, mint a nők. Eredményeink nem erősítik meg azt a sztereotípiát, amely szerint a férfiak a sikerre koncentrálnak, a nők pedig inkább óvatosak, inkább arra utalnak, hogy a nőkben az önszabályozás motívuma erősebb, mint a férfiakban, akár a siker eléréséről, akár a kudarc elkerüléséről legyen is szó. Vizsgálatunk korlátai közé tartozik a minta reprezentativitásának hiánya. A kisebb mintából levont következtetések esetében ez a korlát jelentős, a nagyobb mintánál pedig az alacsonyabb iskolai végzettségű csoportok nincsenek reprezentálva. Mind a két teszt, mind a négy kategória jobb jellemzéséhez érdemes további vizsgálatokban összevetni a teszteredményeket az elmélet szempontjából releváns viselkedésekkel. Kutatócsoportunk további vizsgálataiban erre a kérdésre fókuszál.

389

390


1. MELLÉKLET

RFQ – Életesemények kérdőív Az alábbiakban arról kérdezzük meg Önt, hogy egyes események milyen gyakran történnek vagy történtek meg Önnel. Kérem, minden kérdés esetében karikázza be a megfelelő számot. 01. Másokkal összehasonlítva kevésbé vagyok képes megszerezni azt, amit szeretnék az életben. Egyáltalán nem jellemző

Nem jellemző

Igen is meg nem is

Jellemző

Nagyon jellemző

1

2

3

4

5

02. Gyerekkoromban előfordult, hogy viselkedésemmel átléptem a szüleim által tolerált határokat. Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

03. Egy feladat sikeres elvégzése után bepörgök, s még keményebben kezdek dolgozni. Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

04. Gyerekkoromban a szüleim idegeire mentem. Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

05. Milyen gyakran követte a szülei által felállított előírásokat és szabályokat? Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

06. Gyerekkorában előfordult-e, hogy a viselkedését a szüleid kifogásolhatónak találták?

390

Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

391

Az önszabályozó fókusz önbevallásos mérőeszközeinek érvényességi vizsgálata 07. Általában jól sikerülnek azok a dolgok, amikbe belefogok. Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

08. Származott már bajom abból, hogy nem voltam elég elővigyázatos. Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

09. Amikor fontos dolgokat el akarok érni, úgy érzem, nem tudok olyan jól teljesítni, mint ahogy ideális esetben szeretnék. Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

10. Úgy érzem, jól haladok afelé, hogy sikeres legyek az életben. Soha

Ritkán

Néha így van

Gyakran

Nagyon gyakran

1

2

3

4

5

11. Nagyon kevés olyan tevékenységet vagy hobbit találtam az életemben, ami valóban lekötne, vagy komolyabb erőfeszítésre motiválna. Egyáltalán nem jellemző

Nem jellemző

Igen is meg nem is

Jellemző

Nagyon jellemző

1

2

3

4

5

391

392


2. MELLÉKLET

GRFM – Promóciós/Prevenciós Skála Az alábbi skálát alkalmazva, kérjük, írja a megfelelő számot a tételek mögötti üres mezőbe. egyáltalán nem igaz rám

1

nagyon igaz rám

2

3

4

5

6

7

8

9

01. Általában az életemben bekövetkező negatív események elkerülésére összpontosítok. 02. Aggódom amiatt, hogy nem felelek meg a feladataimnak és kötelezettségeimnek. 03. Sokszor gondolok arra, hogy hogyan valósítsam meg céljaimat és törekvéseimet. 04. Gyakran félve gondolok arra, hogy milyen emberré fogok válni a jövőben. 05. Sokszor képzelem el, hogy milyen emberré szeretnék válni a jövőben. 06. Jellemző rám, hogy a jövőben elérendő sikereimre összpontosítok. 07. Gyakran aggódom, hogy nem tudom teljesíteni a munkahelyi céljaimat. 08. Sokszor gondolok arra, hogy munkámban sikereket érek el. 09. Gyakran képzelem el, ahogy átélem azokat a kellemetlen dolgokat, amiktől félek, hogy megtörténnek velem. 10. Gyakran gondolok arra, hogyan tudnám megelőzni a kudarcokat az életemben. 11. Inkább a veszteségek elkerülésére, mint a célok elérésére koncentrálok. 12. A munkámban jelenleg az a legfőbb célom, hogy megvalósítsam az ambícióimat. 13. A legfőbb célom most az, hogy elkerüljem, hogy kudarcként könyveljenek el a munkahelyemen. 14. Úgy látom magamat, mint aki elsősorban arra törekszik, hogy beteljesítse reményeit, vágyait, törekvéseit, azaz az ideális énjét. 15. Úgy látom magamat, mint aki elsősorban arra törekszik, hogy az legyen, akinek lennie „kellene” – hogy teljesítsem a kötelességeimet, felelősségeimet és kötelezettségeimet. 16. Általában a pozitív eredmények elérésére koncentrálok. 17. Gyakran elképzelem azokat a dolgokat, amik szeretném, ha megtörténnének velem. 18. Általánosságban inkább a sikerek elérésére, mint a kudarcok elkerülésére koncentrálok.

392


393

IRODALOM AYDUK, O., MAY, D., DOWNEY, G., & HIGGINS, E. T. (2003). Tactical differences in coping with rejection sensitivity: The role of prevention pride. Personality & Social Psychology Bulletin, 29, 435–448. CARVER, C. S., & WHITE, T. L. (1994). Behavioral inhibition, behavioral activation, and affective responses to impending reward and punishment: The BIS/BAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 67, 319–333. CROWE, E., & HIGGINS, E. T. (1997). Regulatory focus and strategic inclinations: Promotion and prevention in decision-making. Organizational Behavior & Human Decision Processes, 69, 117–132. EVANS, L., & PETTY, R. (2003). Self-guide framing and persuasion: Responsibly increasing message processing to ideal levels. Personality and Social Psychology Bulletin, 29, 313–324. EYSENCK, H. J., & EYSENCK, S. B. G. (1964). Manual of the Eysenck Personality Inventory. London: University of London Press. FITZSIMONS, G. J. (2008). “Death to Dichotomizing.” Journal of Consumer Research, 35(1), 5–8. GRANT, H., & HIGGINS, E. T. (2003). Optimism, promotion pride, and prevention pride as predictors of quality of life. Personality and Social Psychology Bulletin, 29, 1521–1532. GRAY, J. A. (1972). The psychophysiological basis of introversion-extraversion: A modification of Eysenck’s theory. In V. D. NEBYLITSYN, & J. A. GRAY (Eds.), Biological bases of individual behavior (182–205). New York: Academic. GRAY, J. A. (1981). A critique of Eysenck’s theory of personality. In H. J. EYSENCK (Ed.), A model for personality (246–277). Berlin: Springer. HAWS, K. L., DHOLAKIA, U. M., & BEARDEN, W. O. (2010). “An Assessment of Chronic Regulatory Focus Measures.” Journal of Marketing Research, 47(October), 967–982. HIGGINS, E. T. (1997). Beyond pleasure and pain. American Psychologist, 52, 1280–1300. HIGGINS, E. T. (1998). Promotion and prevention: Regulatory focus as a motivational principle. In M. P. ZANNA (Ed.), Advances in experimental social psychology, Vol. 30. (1–46). New York: Academic Press. HIGGINS, E. T., KLEIN, R., & STRAUMAN, T. (1985). Self-Concept Discrepancy Theory: A Psychological Model for Distinguishing among Different Aspects of Depression and Anxiety. Social Cognition: Vol. 3, Special Issue on Depression (51–76). Social cognition, Guilford Press. HIGGINS, E. T., BOND, R. N., KLEIN, R., & STRAUMAN, T. (1986). Self-discrepancies and emotional vulnerability: How magnitude, accessibility, and type of discrepancy influence affect. Journal of Personality and Social Psychology, 51, 5–15. HIGGINS, E. T., RONEY, C. J., CROWE, E., & HYMES, C. (1994). Ideal versus ought predilections for approach and avoidance distinct self-regulatory systems. Journal of Personality & Social Psychology, 66, 276–286. HIGGINS, E. T., SHAH, J., & FRIEDMAN, R. (1997). Emotional responses to goal attainment: Strength of regulatory focus as moderator. Journal of Personality and Social Psychology, 72, 515–525. HIGGINS, E. T., FRIEDMAN, R. S., HARLOW, R. E., IDSON, L. C., AYDUK, O. N., & TAYLOR, A. (2001). Achievement orientations from subjective histories of success: Promotion pride versus prevention pride. European Journal of Social Psychology, 31, 3–23.

393

394


IDSON, L. C., LIBERMAN, N., & HIGGINS, E. T. (2000). Distinguishing gains from nonlosses and losses from nongains: A regulatory focus perspective on hedonic intensity. Journal of Experimental Social Psychology, 36, 252–274. JONES, E. E., & RHODEWALT, F. (1982). The Self-Handicapping Scale. Princeton, NJ: Princeton University. JÖRESKOG, K. & SÖRBOM, D. (1993). LISREL 8: Structural Equation Modeling with the SIMPLIS Command Language. Chicago, IL: Scientific Software International Inc. KLINE, P. (1999). The handbook of psychological testing (2nd ed.). London: Routledge. LEE, A. Y., & HIGGINS, E. T. (2009). “The Persuasive Power of Regulatory Fit.” In M. WANKE (Ed.), Frontiers of Social Psychology: Social Psychology of Consumer Behavior (319– 333). New York: Psychology Press. LIBERMAN, N., IDSON, L. C., CAMACHO, C. J., & HIGGINS, E. T. (1999). Promotion and prevention choices between stability and change. Journal of Personality & Social Psychology, 77, 1135–1145. LOCKWOOD, P., JORDAN, C. H., & KUNDA, Z. (2002). Motivation by positive and negative role models: Regulatory focus determines who will best inspire us. Journal of Personality and Social Psychology, 83, 854–864. MARKMAN, A. B., MADDOX, W. T., & BALDWIN, G. C. (2005). The implications of advances in research on motivation for cognitive models. Journal of Experimental and Theoretical Artificial Intelligence, 17(4), 371–384. MCLAIN, D. (2009). Evidence of the properties of an ambiguity tolerance measure: The Multiple Stimulus Types Ambiguity Tolerance Scale-II (MSTAT-II). Psychological Reports, 201, 975–988. MOLDEN, D. C., LEE, A. Y., & HIGGINS, E. T. (2008). Motivations for promotion and prevention. In J. SHAH, & W. GARDNER (Eds.), Handbook of motivation science (169–187). New York: Guilford Press. SHAH, J., & HIGGINS, E. T. (1997). Expectancy value effects: Regulatory focus as determinant of magnitude and direction. Journal of Personality & Social Psychology, 73, 447–458. SHAH, J., & HIGGINS, E. T. (2001). Regulatory concerns and appraisal efficiency: The general impact of promotion and prevention. Journal of Personality & Social Psychology, 80, 693–705. SUMMERVILLE, A., & ROESE, N. J. (2008). Self-Report measures of individual differences in regulatory focus: A cautionary note. Journal of Research in Personality, 42, 247–254. TEODORESCU, D. S. (2011). Promotion or Prevention: The development of the Chronic Self Focus Scale. Romanian Journal of Psychology, Psychotherapy and Neuroscience, 1(2), 133– 168. WATSON, D., CLARK, L. A., & TELLEGEN, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54, 1063–1070. WEBSTER, D. M., & KRUGLANSKI, A. W. (1994). Individual differences in need for cognitive closure. Journal of Personality and Social Psychology, 67, 1049–1062. YEO, J., & PARK, J. (2006). Effects of parent-extension similarity and self-regulatory focus on evaluations of brand extensions. Journal of Consumer Psychology, 16, 272–282.

394


395

VALIDITY TEST OF THE SELF-REPORT MEASUREMENT TOOLS OF REGULATORY FOCUS FARAGÓ, KLÁRA – KISS ORHIDEA, EDITH – FEKETE, SÁNDOR RÓBERT

After studying HIGGINS’s theory of self-regulation (1997, 1998), and the tools measuring it, SUMMERVILLE and ROESE (2008) concluded that the concept of self-regulation merges two independent constructions together: the motivational bases of ideals and duties (self-guide definition) and the wish to obtain profit and avoid loss (reference point definition). The former is tested by Regulatory Focus Questionnaire (RFQ), and the latter one by General Regulatory Focus Measure (GRFM). In a first experiment, we tested the Hungarian version of the LOCKWOOD, JORDAN, & KUNDA (2002) GRFM questionnaire on 1023 persons to assess the reliability and the validity of the scale. The scale proved to be fully reliable for both promotion and prevention focus. In a second experiment, on a sample of 185 persons, we administered both GRFM and RFQ scales (two different measure of Regulatory Focus), together with two other personality measures (Need for Cognition and for Ambiguity Tolerance – NFCS, MSTAT-II). The results confirmed the validity of both RFQ and GRFM. According to our results, we would join Summerville and Roese conclusion that the concept of self-regulation merges two independent constructions together: the motivational bases of ideals and duties (self-guide definition, measured by RFQ) and the wish to obtain profit and avoid loss (reference point definition, measured by GRFM). As a number of our subjects could not be unequivocally categorized in “promotion” or “prevention” focus, instead of contrasting promotion and prevention orientation, we suggest using four categories to identify the regulatory orientation: high values in promotion and prevention focus, low values in promotion and prevention focus, and high values in one and low values in the other subdimension. Our subjects were distributed evenly in these four categories. The categories differed from each other in a number of demographic characteristics. We conclude that using this categorization, a more reliable and more complex approach to Regulatory Focus could be realized. Key words:

self-regulation, reference-point, regulatory focus, prevention orientation, promotion orientation, RFQ, GRFM

395

AZ ÖNSZABÁLYOZÓ FÓKUSZ ÖNBEVALLÁSOS MÉRŐESZKÖZEINEK ÉRVÉNYESSÉGI VIZSGÁLATA *

Recommend Documents