docArtykuł
download 
Reklamacja Transkrypt
Artykuł
Studia Psychologiczne. t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 PL ISSN 0081-685X DOI: 10.2478/v10167-010-0077-3 Joanna Sokołowska Agata Michalaszek Szkoła Wyższa Psychologii Społecznej ROLA CZYNNIKA AFEKTYWNEGO I RACJONALNEGO PRZY OCENIE RYZYKA I ATRAKCYJNOŚCI DZIAŁAŃ STYMULUJĄCYCH I INSTRUMENTALNYCH Celem badania było sprawdzenie roli czynnika afektywnego i racjonalnego w ocenie ryzyka i atrakcyjności działań stymulujących i instrumentalnych. Działania stymulujące służą zdobyciu pobudzenia i przyjemności, natomiast instrumentalne zdobyciu celu. Poddział wynika z charakterystyki działań oraz z indywidualnego stylu spostrzegania ryzyka. Stymulujący vs instrumentalny charakter może wpływać na przetwarzanie informacji oraz na rolę afektu przy podejmowaniu decyzji. Oczekiwano, że dla działań stymulujących afekt silnej wpływa na ocenę ryzyka i atrakcyjności, a także że działania są porównywane ze względu na różne aspekty. Oceny te niekoniecznie są integrowane. Przebadano 201 uczestników. Do określenia charakteru działań (gra w kasynie i wzięcie kredytu) zastosowano dyferencjał semantyczny. Różnice indywidualne kontrolowano przy użyciu skali SIRI. Proces tworzenia ocen śledzono w oparciu o komputerową tablicę informacyjną. Respondenci częściej oceniali gry w kasynie poprzez porównania. Natomiast kredyty oceniano całościowo. Afekt miał wkład do oceny obu działań. Słowa kluczowe: ryzyko stymulujące i instrumentalne, heurystyka afektu, zależność między zyskiem a ryzykiem, Mouselab - - - - - WPROWADZENIE Od połowy lat 90. prowadzono wiele badań nad wpływem emocji na procesy decyzyjne (np. Alhakami i Slovic, 1994; Damasio, 1994, 1996). W oparciu o wyniki tych badań Slovic i współpracownicy zaproponowali heurystykę afektu (Finucane, Alhakami, Slovic, Johnson, 2000; Slovic, Finucane, Peters, MacGregor, 2002), zgodnie z którą, nasze oceny i wybory determinowane są przez afekt. O ile trudno się nie zgodzić, że afekt ma znaczenie przy podejmowaniu decyzji, to równie trudno jest zaakceptować, że zachowanie ludzi w sytuacji ryzykownej jest wyznaczone jedynie przez emo- cje, bez żadnego udziału czynnika racjonalnego. Obrona stanowiska, że decyzje wynikają zarówno z myślenia jak i z emocji, prowadzi albo (1) do szukania modeli wyboru alternatywnych wobec klasycznego modelu wartości oczekiwanej (EV) i jego rozszerzeń (np. Teoria Perspektywy – PT, Tversky i Kahneman, 1992), albo (2) do definiowania uwarunkowań sytuacyjnych i różnic indywidualnych, które wzmacniają udział czynnika racjonalnego lub afektywnego przy ocenie i akceptacji ryzyka. Najbardziej znanym reprezentantem pierwszego nurtu jest Herbert Simon (1957), który wprowadził pojęcie ograniczonej racjonalności i zasadę satysfakcji. Zgodnie z tą zasadą wybór ma być zadawalający ze względu na cel, ale niekoniecz- Joanna Sokołowska, Agata Michalaszek 48 nie optymalny, tj. nie trzeba rozważać wszystkich możliwych opcji, aby wybrać najlepszą z nich. Warto zauważyć, że heurystyka afektu jest zaprzeczeniem idei Simona: ludzie nie tylko nie szukają opcji optymalnej, ale nie szukają nawet opcji satysfakcjonującej. Przenoszą stosunek emocjonalny do działania na jego ocenę – jeśli działanie jest lubiane, to zyski spostrzegane są jako wysokie a ryzyko jako niskie. Jest to sprzeczne z podstawową zasadą wyborów ryzykownych, „kto nic nie ryzykuje, ten nic nie zyskuje”, sformalizowaną w modelu RyzykoWartość (R-W) zaproponowanym w ekonomii przez Markowitza (1959) i wprowadzonym do psychologii przez Coombsa (1975). W modelu R-W wartość jest zazwyczaj definiowana jako EV, a ryzyko jako wariancja rozkładu wyników. Przykładem drugiego nurtu, tj., szukania czynników, które wzmacniają rolę czynnika racjonalnego lub afektywnego w sytuacji ryzykownej jest podział działań ryzykownych na działania stymulujące, czyli dostarczające przyjemności i pobudzenia oraz działania instrumentalne, czyli służące osiągnięciu określonych celów (Zaleśkiewicz, 2005). Podział wynika zarówno z różnic w cha- Cechy obiektywne działania rakterze działania jak i z różnic indywidulanych w spostrzeganiu tych działań. Można spodziewać się większego udziału czynnika emocjonalnego w działaniach stymulujących, a czynnika racjonalnego w działaniach instrumentalnych. W przeprowadzonym badaniu analizowano udział obu czynników przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań stymulujących (gra w kasynie) i instrumentalnych (kredyt na zakup mieszkania). Różnice indywidualne w spostrzeganiu kontrolowano przy użyciu skali SIRI (StimulatingInstrumental Risk Inventory) Zaleśkiewicza (2005). O sposobie, w jaki respondenci oceniali działania, wnioskowano w oparciu o to, jak poszukiwali o nich informacji. Rejestrowano to z wykorzystaniem komputerowej tablicy informacyjnej. W celu weryfikacji roli afektu: (1) mierzono afektywne cechy działań ryzykownych przy użyciu techniki dyferencjału semantycznego oraz (2) analizowano korelację między ocenami ich atrakcyjności i ryzyka. Negatywna liniowa korelacja jest najpopularniejszym w literaturze wskaźnikiem wpływu afektu na oceny. Schematyczny model badanych zależności przedstawiono na Rysunku 1. Większy udział afektu stymulujące Oceny ryzyka i atrakcyjności Działanie ryzykowne Styl spostrzegania ryzyka SIRI Bardziej racjonalne Oceny porównwcze Oceny całościowe Pozytywna zależność = model R–W - - instrumentalne Oceny ryzyka i atrakcyjności Negatywna zależność = heurystyka afektu - Rys. 1. Schematyczny model badanych zależności - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 Rola czynnika afektywnego i racjonalnego przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań... 1. WSKAŹNIKI RACJONALNEGO I AFEKTYWNEGO TWORZENIA OCEN Modele tworzenia ocen i wyboru Zgodnie z modelem EV i z jego rozszerzeniami racjonalny wybór to wybór opcji, dla której suma wszystkich możliwych wypłat ważonych przez ich prawdopodobieństwa jest najwyższa. Racjonalność wymaga więc tworzenia ocen całościowych dla każdej opcji. Tymczasem z wielu badań empirycznych wynika, iż ludzie koncentrują się na jednym wymiarze np. na wielkości maksymalnej straty i porównują ten aspekt dla wszystkich opcji (Huber, 1984; Korner, Gertzen, Bettinger, Albert, 2007; Payne i Braunstein, 1971; Russo i Dosher, 1983; Slovic i Lichtenstein, 1968; Slovic i MacPhillamy, 1974). Stanowiło to podstawę modeli alternatywnych wobec modelu EV i jego rozszerzeń. W tych modelach zakłada się, że wybory dokonywane są w oparciu o porównanie poszczególnych opcji na wymiarach (np. Fishburn, 1974; Tversky, 1972). Wymiary Opcja 1 Na przykład, w modelu zaproponowanym przez Brandstättera, Gigerenzera i Hertwiga (2006), zwanym „heurystyką pierwszeństwa” (Priority Heuristic – PH), przyjmuje się, że ludzie najpierw rozważają najgorsze możliwe wyniki każdego wyboru. Jeśli różnice między tymi wynikami są psychologicznie wyraziste, wybierają opcje najlepsze na tym wymiarze. Jeśli nie, porównują je na kolejnym wymiarze. Wzory poszukiwania informacji a różnicowanie między modelami Wprowadzenie modeli opartych o oceny porównawcze spowodowało zainteresowanie tym, jak ludzie poszukują informacji. Pozwala to rozstrzygać, jakie strategie decyzyjne są stosowane. W tym celu stosuje się tablicę informacyjną zaproponowaną przez Payne’a (1976). Przykład takiej tablicy przedstawiono na Rysunku 2. Początkowo informacje w tablicy były ukryte. Aby uzyskać informację, należało ją odkryć. W wersji komputerowej zaproponowanej przez Opcja n ... wartość wyniku1 Przejścia wewnątrz wymiaru – oceny porównawcze prawdopodobieństwo wyniku1 ... prawdopodobieństwo wynikun - - wartość wynikun Przejścia wewnątrz opcji – oceny całościowe - Rys. 2. Schemat tablicy informacyjnej - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 49 Niesystematyczne przejścia 50 Joanna Sokołowska, Agata Michalaszek Willemsena i Johnsona (2006), odkrywanie polega na kliknięciu myszą na określonym polu. Kolejność odkrywania, liczba odkrytych pól oraz czas reakcji są rejestrowane. W oparciu o to wnioskuje się, czy odkrywane są informacje nt. wszystkich wymiarów jednej opcji (oceny całościowe) czy też odwrotnie – na temat jednego wymiaru dla wszystkich opcji (oceny porównawcze). Przedstawiono to na Rysunku 2. Stosowanie ocen porównawczych jest niezgodne z racjonalnością przyjmowaną w modelu EV. W ekonomii przyjmuje się pozytywną zależność między oczekiwanym zyskiem a ryzykiem. Z badań wynika jednak, że ludzie nie zawsze widzą tę zależność jako pozytywną. Na przykład, Shapira (1994) stwierdził, że tylko 13% menadżerów uważało, że zależność ta jest pozytywna. Alhakami i Slovic (1994) zauważyli, że jeśli aktywność jest lubiana, to nisko oceniamy ryzyko i wysoko korzyści. Aktywności nielubiane są spostrzegane jako ryzykowne i przynoszące małe korzyści. W obu przypadkach korelacja jest negatywna. W oparciu o powyższe obserwacje Slovic i współpracownicy (2004) sądzą, że przy ocenie działań ryzykownych ludzie posługują się heurystyką afektu (affect heuristic). Oznacza to, że afekt występuje przed oceną korzyści i ryzyka oraz wpływa na te oceny, powodując negatywną korelację między nimi. Potwierdzają to badania MacGregora i współpracowników (2000), w których studenci wyższych lat kierunków biznesowych oceniali gałęzie przemysłu (oprogramowanie komputerowe, farmaceutyka, itd.) z użyciem techniki dyferencjału semantycznego. Każda branża była oceniana na skalach mierzących zarówno emocje jak i zysk. Stwierdzono, że oceny emocjonalne były skorelowane z ocenami zysku. Zgodnie z heurystyką afektu spostrzegana negatywna zależność między pozytywnymi i negatywnymi konsekwencjami oraz między zyskiem i ryzykiem jest wskaźnikiem tworzenia ocen w oparciu o emocje. Jak wcześniej wspomniano, działania można podzielić na stymulujące i instrumentalne. Niezależnie od obiektywnego charakteru działania ludzie mogą różnić się stylem spostrzegania ryzyka (Zaleśkiewicz, 2005). Styl instrumentalny występuje u osób, które w działaniach ryzykownych widzą przede wszystkim szansę osiągnięcia pozytywnego wyniku i angażują się tylko wtedy, gdy mogą osiągnąć cel. Styl stymulacyjny to spostrzeganie działań ryzykownych jako sposobu na uzyskanie pobudzenia i przyjemności. Przyjęto, iż w przypadku działań instrumentalnych lub przy instrumentalnym spostrzeganiu ryzyka, ryzyko i atrakcyjność będą oceniane w oparciu o oceny całościowe oraz, że oceny te będą skorelowane pozytywnie. Dla działań stymulujących oceny takie będą porównawcze i skorelowane negatywnie (por. Rys. 1). METODA 1. Ogólny schemat badania Celem badania było sprawdzenie, czy przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań stymulujących i instrumentalnych występują różnice w (1) stosowaniu ocen całościowych i porównawczych oraz (2) w rodzaju zależności między tymi ocenami – negatywna vs pozytywna. Arbitralnie przyjęto, że działaniem instrumentalnym jest wzięcie kredytu na mieszkanie w obcej walucie, natomiast stymulującym – gra w kasynie. Weryfikowano to analizując oceny obu działań na skalach typu dyferencjał semantyczny. Do kontroli różnic indywidualnych w stylu spostrzegania ryzyka zastosowano kwestionariusz SIRI. W drugiej części badania dla obu działań respondenci oceniali ryzykowność i atrakcyjność trzech dostępnych opcji. Analizowano zależność - - - Udział afektu przy tworzeniu ocen 2. UDZIAŁ CZYNNIKA RACJONALNEGO I AFEKTYWNEGO W OCENIE RYZYKOWNYCH DZIAŁAŃ STYMULUJĄCYCH I INSTRUMENTALNYCH - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 Rola czynnika afektywnego i racjonalnego przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań... między tymi ocenami (pozytywna vs negatywna) oraz sposób ich tworzenia (oceny całościowe vs porównawcze). Jak to przedstawiono na Rys.1, oczekiwano: (1) wyższego udziału czynnika racjonalnego przy ocenie działań instrumentalnych, co przejawia się w tworzeniu ocen całościowych i w braku odwrotnej zależności między ocenami ryzyka i atrakcyjności oraz (2) wyższego udziału czynnika afektywnego przy działaniach stymulujących, tj. częstszego stosowania ocen porównawczych i zależności odwrotnej między ocenami ryzyka i atrakcyjności tych działań. 2. Weryfikacja trafności doboru działania stymulującego i instrumentalnego Respondenci oceniali grę w kasynie i wzięcie kredytu na kupno mieszkania na skalach semantycznych o dwóch przeciwstawnych biegunach, przy użyciu suwaka na skali od 0 do 100. W oparciu o wyniki wcześniejszych badań (McGregor i in., 2000; Slovic i in., 1999; Zaleśkiewicz, 2005) wybrano 8 skal: pozytywne vs negatywne, dobre vs złe, przyjemne vs nieprzyjemne, miłe vs niemiłe, nudne vs ekscytujące, uspokajające vs pobudzające, konieczne vs niekonieczne, podejmowane, aby coś osiągnąć vs podejmowane dla przyjemności. Zastosowano też cztery skale, na których respondenci oceniali wielkość strat i zysków oraz ich prawdopodobieństwa. Negatywną zależność między ocenami zysków i strat traktowano jako wskaźnik heurystyki afektu. Zastosowano skalę SIRI (Zaleśkiewicz, 2005), która składa się z dwóch podskal: dziesięć pozycji charakteryzuje styl S, siedem styl I. Respondenci oceniali na pięcio-stopniowej skali, czy zgadzają się z poszczególnymi stwierdzeniami. Współczynnik rzetelności Alfa-Cronbach dla stylu I wynosił 0,639, dla stylu S 0,595. - - - 3. Różnice indywidulane w stylu spostrzegania ryzyka - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 51 4. Oceny ryzyka i atrakcyjności Dla gry hazardowej i dla kredytu, respondenci oceniali ryzykowność i atrakcyjność trzech dostępnych opcji na skali od 0 do 10. Negatywną korelację między tymi ocenami traktowano jako wskaźnik działania heurystyki afektu, natomiast pozytywną jako zgodność z modelem R-W. W przypadku gry w kasynie oceniano trzy gry: ruletka, jednoręki bandyta, kości. Dla kredytu na zakup mieszkania: wzięcie kredytu w euro, w dolarach lub we frankach szwajcarskich. Każda opcja była opisana przez dwa wyniki pozytywne i dwa negatywne oraz ich prawdopodobieństwa (por. Tabela 1). Jak widać w Tabeli 1, wypłaty i prawdopodobieństwa były tak dobrane, aby wszystkie opcje miały wartość oczekiwaną równą ca 0 i wyrównaną wariancję rozkładu wyników. Przy stosowaniu ocen całościowych, respondenci powinni oceniać tak samo ryzyko i atrakcyjność dla wszystkich opcji. Opcje różniły się jednak skumulowanym prawdopodobieństwem zysku i straty, wobec tego także wielkością wypłat. Dla Opcji 1, skumulowane prawdopodobieństwo zysku było najwyższe (70%), ale zysk najniższy i strata najwyższa. Odwrotnie dla Opcji 3. Przy takiej konstrukcji opcji, zróżnicowanie ocen wynika ze stosowania ocen porównawczych. Jest to dodatkowy wskaźnik tworzenia ocen, oprócz opisanej niżej analizy poszukiwania informacji. 5. Wzory poszukiwania informacji Informacje na temat trzech 4-wynikowych opcji zawarte były w 24-polowej tablicy komputerowej (3 opcje x 4 wypłaty i 4 prawdopodobieństwa). Możliwe było odkrycie maksymalnie 10 z 24 informacji. Ograniczenie liczby informacji miało na celu zwrócenie uwagi respondentów na najważniejsze informacje. Rejestrowano liczbę odkrytych pól oraz kolejność ich odkrywania. W oparciu o liczbę informacji wykorzystywanych dla poszczególnych opcji i wymiarów oraz o kierunek odkrywania Joanna Sokołowska, Agata Michalaszek 52 Tabela 1. Charakterystyka trzech opcji ryzykownych dla kredytu i dla gry w kasynie wraz ze średnimi ocenami ryzyka i akceptacji Wypłaty1 i ich prawdopodobieństwa: Oceny ryzyka Kredyt Opcja 1: kredyt w Euro i ruletka 100 60% 60 10% –80 10% –300 20% Oceny atrakcyjności EV Kasyno Kredyt Kasyno M SD M SD M SD M SD –2 5,01 2,38 5,33 2,56 5,57 2,38 5,97 2,60 0 5,40 1,66 5,84 1,69 5,68 1,72 5,76 1,94 +2 6,48 2,60 6,48 2,38 5,57 2,65 5,74 2,48 Opcja 2: kredyt w USD i jednoręki bandyta 200 30% 50 20% –50 20% –200 30% Opcja 3: kredyt w CHF i kości 1 300 20% 80 10% –60 10% –100 60% Dla kredytu wypłaty były zwiększone dziesięciokrotnie. pól w tablicy, wnioskowano o tworzeniu ocen całościowych lub porównawczych (por. Rys. 2). W celu kontrolowania efektu percepcyjnego (ze względu na kierunek czytania w naszej kulturze, powszechne jest odkrywanie na początku informacji w górnym lewym rogu) zmieniano układ informacji o zyskach i o stratach. Informacje te były losowo wyświetlane na górze lub na dole tablicy. W badaniu wzięło udział 201 uczestników badania (159 kobiet), w większości studenci. Średnia wieku respondentów wynosiła 24,02 WYNIKI 1. Ocena gry w kasynie i kredytu na skalach semantycznych W celu weryfikacji przyjętego arbitralnego podziału, że gra w kasynie jest działaniem stymulującym, a wzięcie kredytu na zakup mieszkania – instrumentalnym, przeanalizowano oceny obu działań na skalach semantycznych z wykorzy- - - - 6. Uczestnicy badania (SD = 4,71). Badanie był dobrowolne i anonimowe. Uczestnicy nie otrzymywali pieniędzy za udział w badaniu. - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 Rola czynnika afektywnego i racjonalnego przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań... 53 Tabela 2. Matryca ładowania czynników stworzona na podstawie kryterium Keisera z wykorzystaniem rotacji Varimax1 Oceny na skali: KREDYT KASYNO składowa składowa 1 2 3 4 1 2 3 ‘ogólny afekt’ ‘zyski’ ‘straty’ ‘ocena celowości’ ‘straty’ ‘ogólny afekt’ ‘zyski’ 0,36 0,48 0,44 0,52 0,40 –0,40 pozytywne-negatywne 0,65 0,32 dobre-złe 0,72 przyjemne-nieprzyjemne 0,88 0,89 miłe-niemiłe 0,88 0,90 0,30 nudne-ekscytyjące uspokajające-pobudzające 0,31 0,48 –0,38 0,82 konieczne-niekonieczne 0,69 0,73 aby coś osiagnać-dla przyjemności 0,79 0,79 niskie vs wysokie straty niskie vs wysokie zyski –0,31 niskie vs wysokie p zysku 0,80 - –0,35 0,76 0,80 0,75 0,73 0,77 W Tabeli podano tylko wartości ładunków powyżej 0,3. staniem analizy czynnikowej. Przeprowadzono eksploracyjną analizę głównych składowych z rotacją Varimax osobno dla każdego działania. Dla kredytu wyróżniono na podstawie kryterium Keisera cztery, a dla gry w kasynie trzy, główne składowe. Wyniki przedstawiono w Tabeli 2. Dla kredytu: (1) pierwszą składową tworzą oceny afektywne, (2) druga składowa to oceny wielkości i prawdopodobieństwa zysków, (3) trzecia to oceny wielkości i prawdopodobieństwo strat, (4) a czwarta to oceny celowości podejmowania działania. Warto zauważyć, że aspekt ‘ekscytacji’ i ‘pobudzenia’ nie wchodzi w strukturę działania instrumentalnego. Dla gry w kasynie wyodrębniono trzy główne składowe: (1) pierwszy czynnik to oceny wielkości i prawdopodobieństwa straty, aspektu pobudzającego, ocena ogólna oraz ocena konieczStudia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 - –0,45 –0,31 0,86 niskie vs wysokie p straty - - - 1 0,66 ności podjęcia działania, (2) w skład drugiego czynnika wchodzą skale afektywne, (3) trzecia składowa to ocena wielkości i prawdopodobieństwa zysków. Zaobserwowane różnice w strukturze obu działań są zgodne z przyjętym podziałem. Różnice indywidualne w spostrzeganiu działań ryzykownych uwzględniono w dalszych analizach. 2. Afekt a zależność między ocenami zysków i strat na skalach semantycznych Zgodnie z heurystyką afektu oceny zysku i straty są skorelowane negatywnie. W oparciu o uzyskane wyniki stwierdzono, że korelacja r-Pearsona dla kredytu między tymi ocenami jest nieistotna, natomiast dla gry w kasynie jest dodatnia i istotna. Różnica w wielkości obu kore- - - - - –0,014 0.158* –0,013 Ryzykowność i atrakcyjność: kredytu w euro/gry w ruletkę Ryzykowność i atrakcyjność: kredytu w USD/ gry w jednorękiego bandytę Ryzykowność i atrakcyjność: kredytu w CHF/gry w kości 0,190** 0.213** 0.232** 0,145* Kasyno (N=201) –2,18 –0,57 –2,61 –1,78 z 0,030 0,57 0,009 0,075 p Test Filona (N=201) –0,012 0,156* –0,014 –0,032 Kredyt (N=198) 0,198** 0,211** 0,236** 0,158* Kasyno (N=198) Korelacje cząstkowe przy kontroli SIRI_S2 –0,013 0,152* –0,033 Kredyt (N=198) 0,189* 0,215** 0,227** Kasyno (N=198) Korelacje cząstkowe przy kontroli oceny afektywnej Ponieważ korelacje cząstkowe przy kontroli SIRI I są bardzo podobne zostały pominięte w tabeli. Uwaga: * oznacza p < 0,05; ** oznacza p < 0,01. 2 Metoda ta była używana w badaniach nad heurystyką afektu do porównywania wielkości korelacji uzyskanych w dwóch próbach (Savadori i in., 2004). W tym przypadku posłużono się wersją tego testu do badania różnic w obrębie tej samej próby w oparciu o analizę macierzy korelacji (Steiger, 1980). Program do obliczeń w SPSS można znaleźć na stronie internetowej http://imaging.mrccbu.cam.ac.uk/statswiki/FAQ/WilliamsSPSS/Filon). 1 –0,033 Kredyt (N=201) Wielkość strat i zysków Oceny zysków i strat oraz ryzykowności i atrakcyjności kredytów i gier hazardowych Korelacja Pearsona1 Tabela 3. Korelacje Pearsona dla spostrzeganych zysków i strat oraz dla spostrzeganej ryzykowności i atrakcyjności kredytów i gier hazardowych; istotność różnic między wielkością r Pearsona dla kredytu i kasyna testowano używając transformacji Fishera r na z dla jednej próby (test Filona)1 - 54 Joanna Sokołowska, Agata Michalaszek Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 Rola czynnika afektywnego i racjonalnego przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań... lacji została potwierdzona przy użyciu transformacji r na z Fishera (por. Tabela 3). Tak więc, stwierdzono istotną korelację tylko dla działania stymulującego, która niezgodnie z przewidywaniami heurystyki afektu jest pozytywna. Co więcej, taki wzór korelacji utrzymuje się także w przypadku korelacji cząstkowych, kiedy kontrolowane są style spostrzegania ryzyka (por. Tabela 3). W związku z tym zastosowano analizę krokową badającą efekty mediujące styl spostrzegania na zależność między ocenami wielkości strat i zysków dla każdego działania oddzielnie (Hayes, 2009, model D,)1.Wyniki przedstawiono na Rysunku 32. Zgodnie z modelem przedstawionym na Rys. 3 nie stwierdzono zależności między ocenami strat i zysków dla działania instrumentalnego, jakim jest branie kredytu. Natomiast w przypadku gry w kasynie pozytywna zależność między tymi ocenami (efekt całkowity: t = 2,07; p = 0,04) jest mediowana przez style spostrzega- 55 nego ryzyka. Uwzględnienie tej mediacji powoduje, że zależność słabnie (efekt bezpośredni: t = 1,93; p = 0,05). W kolejnej analizie mediacyjnej MEDTHREE sprawdzano, czy jest to bezpośredni wpływ stylu spostrzegania ryzyka na relację między ocenami wielkości zysków i strat, czy jest to efekt pośredni wynikający ze związku między stylem spostrzegania ryzyka i ocenami ogólnymi/afektywnymi działania ryzykownego. Wyłoniony model przedstawiono na Rysunku 4. W oparciu o Rys. 4 stwierdzamy, że uwzględnienie mediacji nie zmienia ustalonych wcześniej zależności, tj. oceny zysków i strat nie są ze sobą powiązane w przypadku kredytu i są powiązane pozytywnie w przypadku gry w kasynie. Dla obu działań obserwujemy zależność między oceną ogólną a ocenami zysków i strat. Nie stwierdzono zależności między stylem spostrzegania ryzyka a ocenami konsekwencji. Jednak dla gry w kasynie obserwujemy zależność między Kredyt: 0,417** Kasyno: 0,418** SIRI S Kredyt: 0,003 Kasyno: 0,002 SIRI S Kredyt: 0,915 Kasyno: 12,36* Kredyt: 0,007 Kasyno: 0,002 Kredyt: –0,707 Kasyno: 2,99 Wielkość straty Kredyt: całkowity efekt bezpośredni efekt Kasyno: całkowity efekt bezpośredni efekt Wielkość zysku = –0,035; t = 0,47; p = 0,64 = –0,035; t = 0,47; p = 0,66 = 0,204; t = 2,07; p = 0,04* = 0,189; t = 1,96; p = 0,05* Uwaga: ** p < 0,01; * p < 0,05. 1 Wykorzystano program do obliczeń w SPSS: a multiple-step multiple mediation procdure MEDTHREE, bez stosowania bootstarping. 2 Ponieważ większość korelacji, także cząstkowych podano w Tabeli 3, to prezentujemy jedynie graficzny model zależności. - - - Rys. 3. Niestandaryzowane współczynniki w równaniach regresji, określających ocenę zysków (DV) w zależności od oceny strat (IV) z uwzględnieniem mediacyjnej roli wyniku w skali SIRI-S (M1) i SIRI-I (M2) dla kredytu i gry w kasynie - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 Joanna Sokołowska, Agata Michalaszek 56 Kredyt: < 0,001 Kasyno: 0,011** Ocena ogólna Kredyt: 0,338** Kasyno: 0,209** SIRI S Kredyt: 0,177 Kasyno: 3,130 Kredyt: 0,003 Kasyno: 0,001 Kredyt: 0,246* Kasyno: –0,291** Wielkość straty Wielkość zysku Kredyt: całkowity efekt bezpośredni efekt Kasyno: całkowity efekt bezpośredni efekt = –0,044; t = 0,58; p = 0,563 = 0,039; t = 0,49; p = 0,626 = 0,201; t = 2,07; p = 0,010* = 0,270; t = 2,78; p = 0,006* Uwaga: ** p < 0,01; * p < 0,05. Rys. 4. Niestandaryzowane współczynniki w równaniach regresji, określających ocenę zysków (DV) w zależności od oceny strat (IV) z uwzględnieniem mediacyjnej roli oceny ogólnej działania (M1) i wyniku w skali SIRI-S (M2) dla kredytu i gry w kasynie Ocena ogólna/ afektywna Ogólna: –16,41** Afektywna: –15,18** Ogólna: 0,187** Afektywna: 0,295** Wielkość straty Ogólna: 0,270** Afektywna: 0,301** Ogólna: –1,21 Afektywna: 2,63 Ogólna: –0,294** Afektywna: –0,280** SIRI S Wielkość zysku całkowity efekt bezpośredni efekt Afektywna: całkowity efekt bezpośredni efekt = 7,76; t = 2,22; p = 0,02 = 3,43; t = 0,91; p = 0,36 = 7,76; t = 2,22; p = 0,03 = 4,06; t = 1,10; p = 0,28 Uwaga: ** p < 0,01; * p < 0,05. Rys. 5. Niestandaryzowane współczynniki w równaniach regresji, określających ocenę zysków (DV) w zależności od oceny strat (IV) z uwzględnieniem mediacyjnej roli oceny ogólnej lub afektywnej działania (M1) i wyniku w skali SIRI-S (M2) dla gry w kasynie - - - Ogólna: - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 Rola czynnika afektywnego i racjonalnego przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań... ocenami ogólnymi a wynikiem w skali SIRI-S3. Wobec tego dla gry w kasynie weryfikowano model, w którym SIRI-S jest zmienną niezależną, ocena zysku jest zmienną zależną, a mediatorami są oceny ogólne lub afektywne oraz ocena strat. Wyniki przedstawiono na Rysunku 5, gdzie obserwujemy istotne zależności między wynikiem na skali SIRI-S a ocenami ogólnymi/afektywnymi działania stymulującego i dalej między takimi ocenami a oceną zysków i strat. Uzyskany wynik jest interesujący, ale także trudny do interpretacji. Zgodnie z heurystyką afektu ocena emocjonalna działania (pozytywne vs negatywne oraz dobre vs złe) pozwala wnioskować o ocenie jego pozytywnych i negatywnych konsekwencji. Z drugiej strony, odwrotnie niż to wynika z przewidywań heurystyki afektu, a zgodnie z racjonalnymi założeniami w modelu R-W, zależność między zyskami i stratami jest pozytywna. Można więc sądzić, że ogólna ocena afektywna stymulującego działania ryzykownego jest przenoszona na ocenę jego konsekwencji, choć niekoniecznie prowadzi to do spostrzegania zależności odwrotnej między stratami i zyskami. Powstaje pytanie, czy takie same prawidłowości występują w przypadku oceny ryzyka i atrakcyjności działań ryzykownych, dla których konsekwencje i ich prawdopodobieństwa są dobrze określone. Zależność między oceną ryzyka i atrakcyjności. Respondenci oceniali ryzyko dla trzech gier hazardowych oraz dla trzech kredytów w różnej walucie, dla których znali wielkości wypłat oraz ich prawdopodobieństwa (por. Tabela 1). Opcja o jednakowo prawdopodobnych symetrycznych wypłatach pozytywnych i negatywnych była oceniona jako opcja o średnim poziomie ryzyka (jednoręki bandyta i kredyt w USD). Opcja o wysokim skumulowanym prawdopodobieństwie zysku (70% – ruletka i kredyt w Euro) była oceniana jako najmniej ryzykowna. I odwrotnie, opcja o wysokim skumulowanym prawdopodobieństwie straty (70% – kości i kredyt w CHF) była spostrzegana jako najbardziej ryzykowna (kredyt: F(2, 196) = 20,42; p < 0,001 cząstkowe eta_kw = 0,094; kasyno: F(2, 196) = 12,94; p < 0,01; cząstkowe eta_kw = 0,062). Jednocześnie średnie oceny atrakcyjności dla wszystkich opcji były mało zróżnicowane. W przypadku oceny ryzyka i atrakcyjności kredytu istotna pozytywna korelacja wystąpiła jedynie dla opcji o symetrycznych wypłatach i prawdopodobieństwach. Natomiast dla wszystkich gier zaobserwowano istotne pozytywne korelacje między ocenami ryzyka i atrakcyjności (por. Tabela 3). Wzór korelacji między ocenami ryzyka i atrakcyjności dla konkretnych działań jest więc podobny do wzoru korelacji dla oceny zysków i strat na skalach semantycznych, tj. obserwujemy brak zależności między ocenami dla działania instrumentalnego i pozytywną zależność dla działania stymulującego. Prawidłowości te występują także dla korelacji cząstkowych między ocenami ryzyka i atrakcyjności przy kontroli stylu spostrzegania ryzyka. Ogólne oceny afektywne a ocena ryzyka i atrakcyjności. Obliczono też korelacje cząstkowe między ocenami ryzyka i atrakcyjności, kontrolując ocenę afektywną działania na skalach semantycznych. Jak wynika z danych przedstawionych w Tabeli 3, wzór korelacji nie uległ zmianie. Oceny ryzyka i atrakcyjności działania instrumentalnego nie są ze sobą powiązane, natomiast oceny te są skorelowane pozytywnie dla działania stymulującego. W analizie prezentowanej w pkt.2 dla kasyna zaobserwowano związek między oceną zysków i strat a ocenami afektywnymi, a także z wynikami w skali SIRI S. Zastosowano podobne analizy (MEDTHREE) do sprawdzenia powiązania między tymi zmiennymi a ocenami ryzyka i atrak- - - 3. Afekt a zależność między oceną ryzyka i atrakcyjności dobrze zdefiniowanych działań Dokładnie takie same wyniki uzyskano, kiedy uwzględniano oceny działań na skali afektywnej dobre vs złe. - 3 - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 57 Joanna Sokołowska, Agata Michalaszek 58 cyjności. Na Rysunku 6 przedstawiono model wyłoniony w oparciu o te analizy. W oparciu o wyłoniony model można stwierdzić, że dla oceny atrakcyjności kluczowe znaczenie ma ocena ryzyka. Między tymi ocenami występuje zależność pozytywna, co jest niezgodne z heurystyką afektu, ale jest zgodne z modelem R-W. Stwierdzono też silną zależność między oceną afektywną a oceną ryzyka. Ocena afektywna jest też silnie powiązana z różnicami indywidualnymi (SIRI). Analizy przeprowadzone dla dobrze opisanych działań potwierdzają wniosek sformułowany w pkt.2, że w przypadku działania stymulującego styl spostrzegania ryzyka jest powiązany z oceną afektywną, która wpływa na ocenę ryzyka skorelowaną pozytywnie z oceną atrakcyjności. Afekt ma więc udział w ocenie ryzyka i atrakcyjności działania stymulującego, ale nie powoduje to zależności odwrotnej między tymi ocenami. 4. Wzory poszukiwania informacji dla działań stymulujących i instrumentalnych Liczba wykorzystanych informacji. Respondenci mogli odkryć 10 spośród 24 informacji prezentowanych w skomputeryzowanej tablicy (por. Metoda pkt.5). Dla obu działań odkrywano wszystkie możliwe do odkrycia pola (kredyt: M = 9,54; SD = 1,11; kasyno: M = 9,34; SD = 1,38). Nie zaobserwowano istotnych różnic między działaniami (F(1, 200) = 3,55; p = 0,061). Wykorzystanie przez respondentów wszystkich dostępnych informacji wyklucza analizę różnic w liczbie odkrytych informacji dla poszczególnych opcji i dla poszczególnych wymiarów. Wzory poszukiwania informacji. W celu rozstrzygnięcia, czy respondenci tworzyli całościowe czy porównawcze oceny ryzyka i atrakcyjności obliczono: (1) frakcję liczby ruchów w obrębie jednego wymiaru do wszystkich ruchów badanego – wskaźnik ocen porównaw- Gra w kasynie Czynnik afektywny –0,106** Ruletka: 0,580** Bandyta: 0,344** Kości: 0,087 Ocena ryzyka Ruletka: 0,231** Bandyta: 0,246** Kości: 0,207** Ruletka: 0,189 Bandyta: 0,238 Kości: 0,152 Ruletka: 0,068 Bandyta: 0,040 Kości: –0,003 SIRI S Ruletka: = 0,370; t =1,96; p = 0,051* = 0,608; t = 2,07; p = 0,040* = 0,223; t = 0,80; p = 0,427 = 0,308; t = 1,07; p = 0,285 - Kości: całkowity efekt bezpośredni efekt całkowity efekt bezpośredni efekt Ocena atrakcyjności - Uwaga: ** p < 0,01; * p < 0,05. - Rys. 6. Niestandaryzowane współczynniki w równaniach regresji, określających ocenę atrakcyjności (DV) w zależności od SIRI S (IV) z uwzględnieniem mediacyjnej roli oceny afektywnej działania (M1) i oceny ryzyka (M2) dla gry w kasynie - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 Rola czynnika afektywnego i racjonalnego przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań... czych oraz (2) frakcję ruchów w obrębie jednej opcji – wskaźnik ocen całościowych (por. Rys. 2). Oba wskaźniki zawierają się w przedziale od 0 do 1. Wyższa wartość wskaźnika świadczy o częstszym stosowaniu danego typu przejść. Dla działania stymulującego (kasyno) średnia dla wskaźnika ocen porównawczych (0,44, SD = 0,22) była wyższa niż dla ocen całościowych (0,08; SD = 0,15). I odwrotnie, dla działań instrumentalnych (kredyt) wskaźnik dla ocen porównawczych (0,33; SD = 0,23), także był wyższy niż dla ocen całościowych (0,10; SD = 0,16). W analizie wariancji z powtarzanym pomiarem (dwa rodzaje działań) stwierdzono, że: (1) częściej stosowano przejścia w ramach jednego wymiaru przy ocenie gier w kasynie (F(1, 199) = 198,20; p < 0,001 cząstkowe eta_kw = 0,499), (2) natomiast przy ocenie kredytów częściej stosowano przejścia w obrębie jednej opcji (F(1, 199) = 32,91; p < 0,001 cząstkowe eta_ kw = 0,142), (3) różnica w częstości stosowania obu rodzajów przejść jest wyższa dla kasyna niż dla kredytu (efekt interakcyjny: F (2, 199) =27,66; p < 0,001 cząstkowe eta_kw =0,122). Wynik ten jest zgodny z hipotezą. W oparciu o uzyskane wyniki można potwierdzić słuszność podziału działań ryzykownych na działania stymulujące i instrumentalne. Analiza ocen na skalach semantycznych potwierdza odrębną strukturę obu działań. W szczególności stwierdzono, że aspekt pobudzenia i ekscytacji nie znalazł się w wyłonionej w oparciu o analizę czynnikową strukturze działania instrumentalnego. Uzyskane wyniki są więc zgodne z podziałem proponowanym przez Zaleśkiewicza (2005). Interesujące jest jednak to, że zaobserwowano, iż różnice indywidualne na skali SIRI mają większe znaczenie przy ocenie działań stymulujących niż przy ocenie działań instrumentalnych. W szczególności w przypadku zgodności charak- - - - PODSUMOWANIE I DYSKUSJA WYNIKÓW - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 59 teru działania (stymulujące) ze stylem spostrzegania ryzyka (wysoki wynik na skali SIRI-S) formułowane były pozytywne oceny afektywne gry w kasynie, które korelowały zarówno z niższą oceną strat i wyższą oceną zysków w kasynie, jak i z niższą oceną ryzykowności dobrze zdefiniowanych gier hazardowych. Wskazuje to, zgodnie z przewidywaniami, na większy udział afektu przy ocenie działań stymulujących. Z tezą o znaczącej roli afektu przy ocenie działań stymulujących zgodne są także wyniki nt. tworzenia ocen ryzykowności i atrakcyjności dla obu rodzajów działań. Respondenci, zgodnie z hipotezą, częściej stosowali oceny porównawcze przy ocenie ryzykowności i atrakcyjności gier w kasynie niż przy ocenie kredytu. Jednocześnie jednak niezgodnie z przewidywaniami, które wynikają z heurystyki afektu, oceny strat i zysków oraz oceny ryzykowności i atrakcyjności dla działania stymulującego były skorelowane pozytywnie. Taka pozytywna zależność jest zgodna z modelem R-W, w którym przyjmuje się, że ludzie podejmują ryzyko ze względu na możliwe korzyści. W oparciu o przedstawione wyniki nt. działania stymulującego można sądzić, że afekt odgrywa znaczącą rolę przy ocenie takiego działania. Mimo to oceny te odzwierciedlają rzeczywisty obraz działania ryzykownego, w którym nagrodą za podejmowanie ryzyka są oczekiwane zyski. Jest to zgodne z tezą postawioną na początku artykułu, że niezależnie od znaczącej roli emocji przy ocenie i akceptacji ryzyka, emocje nie są jedynym wyznacznikiem ocen i preferencji w sytuacji ryzykownej. Trudniejsze do interpretacji są uzyskane wyniki nt. działania instrumentalnego, tj. brania kredytu na zakup mieszkania. Zgodnie z oczekiwaniami stwierdzono jasną strukturę tego działania, gdzie zyski, straty, afekt i cel stanowiły odrębne aspekty. Potwierdzono także częstsze stosowanie ocen całościowych przy ocenie ryzyka i atrakcyjności dobrze zdefiniowanych kredytów. Z drugiej strony zaobserwowano wpływ ocen afektywnych na ogólne oceny zysków i strat. Jednakże oceny Joanna Sokołowska, Agata Michalaszek 60 te nie były ze sobą skorelowane. Nie zaobserwowano także korelacji między ocenami ryzyka i atrakcyjności dobrze zdefiniowanych kredytów. Jednym z możliwych powodów braku korelacji może być fakt, że światowy kryzys ekonomiczny, który rozpoczął się w roku 2008, powoduje przekonanie o braku stabilności sytuacji ekonomicznej. Dodatkowo kursy walut są jednym z najmniej stabilnych i najtrudniejszych do przewidzenia elementów w ekonomii. W tej sytuacji respondenci, niezależnie od podanej informacji, mogli interpretować zaciąganie kredytu nie jako działanie ryzykowne, ale jako działanie w sytuacji niejasnej, tj. w takiej, w której wyniki i ich prawdopodobieństwa są nieznane. Model R-W, w którym przyjmuje się pozytywną zależność między oczekiwanym zyskiem (EV) a ryzykiem (wariancja rozkładu wyników), nie odnosi się do takich sytuacji, ponieważ oba elementy są definiowane w oparciu o znany rozkład wyników. Podsumowując, można stwierdzić, że działania stymulujące i instrumentalne są spostrzegane w inny sposób, co uzasadnia potrzebę takiego podziału. Charakter działania ma związek ze sposobem tworzenia ocen – działania stymulujące są częściej oceniane w oparciu o oceny porównawcze. Ocena afektywna ma znaczenie przy ocenie konsekwencji obu działań. Jednakże udział afektu nie musi prowadzić do niedostrzegania pozytywnej zależności między podejmowaniem ryzyka i uzyskiwanymi korzyściami. Alhakami, A. S., Slovic, P. (1994). A Psychological Study of the Inverse Relationship Between Perceived Risk and Perceived Benefit. Risk Analysis, 14, 1085–1096. Brandstatter, E., Giegerenzer, G., Hertwig, R. (2006). The Priority Heuristic: making choices without trade-offs. Psychological Review, 113, 409–432. Coombs, C. H. (1975). Portfolio theory and the measurement of risk, [w:] M.F. Kaplan, S. Schwartz (red.), - - - BIBLIOGRAFIA Human Judgment and decision proces (s. 63–68). New York: Academic Press. Damasio, A. R. (1994). Descartes’ Error: Emotion, Reason, and the Human Brain. New York: Putnam Publishing. Damasio, A. R. (1996). The somatic marker hypothesis and the possible functions of the prefrontal cortex. Philosophical Transaction of the Royal Society B: Biological Sciences, 351, 1413–1420. Finucane, M. L., Alhakami, A., Slovic, P., Johnson, S. M. (2000). The Affect Heuristic in Judgments of Risks and Benefits. Journal of Behavioral Decision Making, 13, 1–17. Fishburn, P. C. (1974). Lexicographic order, utilities and decision rules. Management Science, 20, 1442–1471. Hayes, A. F. (2009). Beyond Baron and Kenny: Statistical mediation analysis in the New Millenium. Communication Monographs, 76, 408–420. Huber, O. (1984). The information presented and actually processed in a decision task, [w:] P. Humphreys, O. Svenson, A. Vari (red.), Analyzing and aiding decision processes (s. 441–454). North Holland: Elsevier. Korner, C. H., Gertzen, H., Bettinger, C., Albert, D. (2007). Comparative judgments with missing information: A regression and process tracing analysis. Acta Psychologica, 125, 66-84. Markowitz, M. (1959). Portfolio Selection. New York: Wiley. MacGregor, D. G., Slovic, P., Dreman, D. Berry, M. (2000). Imagery, Affect, and Financial Judgment. Journal of Psychology and Financial Markets, 1, 104–110. Payne, J. W. (1976). Task complexity and contingent processing in decision making: An information search and protocol analysis. Organizational Behavior and Human Performance, 16, 366–387. Payne, J. W., Braunstein, M. L. (1971). Preferences among gambles with equal underlying distributions. Journal of Experimental Psychology, 87, 13–18. Ruso, J., Dosher, B. (1983). Strategies for Multiattribute Binary Choice. Journal of Experience and Cognition, 9, 676–696. Shapira, Z. (1994). Risk Taking: A managerial perspective. New York: Russell Sage Foundation. Simon, H. A. (1957). Models of man. New York: Wiley. Savadori, L., Savio, S., Nicotra, E., Rumiati, R., Finucane, M., Slovic, P. (2004). Expert and public percep- - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61 Rola czynnika afektywnego i racjonalnego przy ocenie ryzyka i atrakcyjności działań... tion of risk from biotechnology. Risk Analysis, 24, 1289–1299. Slovic, P., MacGregor, D. G., Malmfors, T., Purchase, I. F. H. (1999). Influence of Affective Processes on Toxicologists’ Judgments of Risk. Report No. 99-2. Eugene, OR: Decision Research. Slovic, P., Finucane, M. L., Peters, E., MacGregor, D. G. (2002). The Affect Heuristic, [w]: T. Gilovich, D. Griffin, D. Kahneman (red.), Heuristics and Biases: The Psychology of Intuitive Judgment (s. 397– 420). New York: Cambridge University Press. Slovic, P., Finucane, M. L., Peters, E., MacGregor, D. G. (2004). Risk as Analysis and Risk as Feelings: Some Thoughts About Affect, Reason, Risk and Rationality. Risk Analysis, 24, 311–322. Slovic, P., Lichtenstein, S. (1968). Relative importance of probabilities and payoffs in risk taking. Journal of Experimental Psychology Monograph, 78, 1–18. 61 Slovic, P., McPhillamy, D. (1974). Dimensional commensurability and cue utilization in comparable judgment. Organizational Behavior and Human Performance, 11, 172–194. Steiger, J. H. (1980). Tests for comparing elements of a correlation matrix. Psychological Bulletin, 87, 245–251. Tversky, A. (1972). Elimination by aspects: a theory of choice. Psychological Review, 79, 281–299. Tversky, A., Kahneman, D. (1992). Advances in prospect theory: Cumulative representation of uncertainty. Journal of Risk and Uncertainty, 5, 297–323. Willemsen, M. C., Johnson, E. J. (2006). MouselabWEB: Monitoring information acquisition processes on the Web. Pobrane August 14, 2008, z http:// www.mouselabweb.org/ Zaleśkiewicz, T. (2005). Przyjemność czy konieczność. Psychologia spostrzegania i podejmowania ryzyka. Gdańsk: GWP. Joanna Sokołowska Agata Michalaszek University of Social Sciences and Humanities, Warsaw, Poland THE INPUT OF AFFECT AND RATIONAL FACTOR IN RISK JUDGMENT AND RISK ATTRACTIVENESS IN STIMULATIVE AND INSTRUMENTAL RISK SITUATIONS The goal of the research was to verify the relative input of affect and analytical reasoning into judgment of risk and attractiveness of stimulating and instrumental activities. Stimulating and instrumental activities are related to pleasure and to achieving goals (necessity), respectively. The distinction steams either from characteristics of the action or from individual differences in perception of risks. If analytical reasoning is less pronounced in judgments about stimulating risks, one might expect that such judgments steam from comparative evaluations of different aspects of options rather than from holistic evaluations of these options. It was also expected that the significant input of affect into judgments about risk and attractiveness of stimulating activities would result in the inverse relation between these evaluations. In the experiment, 201 participants rated gambling and a mortgage on 12 of adjective scales. Next they judged risk and attractiveness of well-defined gambles and mortgages. To access information needed for judgments they had to open boxes on the information board. It was confirmed that gambling was perceived as a stimulating risk and information about gambles was acquired along dimensions. In contrast, mortgage was perceived as instrumental and information was preferentially acquired along one options. The inverse relation between rates of risk and attractiveness was found neither for gambles nor for mortages. Keywords: affect heuristic, the risk-return relation, information search, stimulating and instrumental risk - - - ABSTRACT - - Studia Psychologiczne, t. 52 (2014), z. 1, s. 47–61
