MASTERTHESE
AFDELING SOCIALE PSYCHOLOGIE
FACULTEIT DER MAATSCHAPPIJ- EN GEDRAGSWETENSCHAPPEN UNIVERSITEIT VAN AMSTERDAM
Verveling Vervelend?
De Invloed van Verveling op Risicogedrag en Risico-Attitudes
Gijs A. P. HollemanMasterthese van: Gijs Holleman 10001344
Sociale Psychologie aan de Faculteit der Maatschappij- en Gedragswetenschappen Afgesloten in juli 2014
Scriptiebegeleider: Dhr. dr. B. T. Rutjens
Abstract
In deze studie werd onderzocht wat de invloed is van verveling op risicogedrag en risico-attitudes. Uit eerder onderzoek blijkt dat verveling gepaard gaat met een inconsistentie tussen verwachte en ervaren uitdaging en betekenis van een activiteit. Deze inconsistentie kan worden opgelost door activiteiten op te zoeken die wel uitdagend en betekenisvol zijn, zoals risicogedrag. Verwacht werd dat mensen die zich vervelen meer risicogedrag vertonen, meer en positievere attitudes en intenties rapporteren dan mensen die zich niet vervelen. Bij 102 deelnemers werd een gevoel van verveling of een neutraal gevoel opgewekt. Risicogedrag werd gemeten met de Game of Dice Task. Risico-attitudes werden gemeten met drie vragenlijsten die gedragsintenties en attitudes
over rotsklimmen, onveilige seks en autorijden onder invloed van alcohol maten. Uit de analyses bleek dat verveling lijdt tot positievere attitudes over rotsklimmen. Er bleek geen effect van verveling op zowel gedragsintenties over rotsklimmen, als op gedragsintenties en attitudes over onveilige seks en autorijden onder invloed en op risicogedrag. Er kunnen daarom geen harde conclusies worden getrokken over een eventueel effect van verveling op risicogedrag en risico-attitudes.
Sleutelwoorden: verveling, risicogedrag, gedragsintenties, attitudes, inconsistentietheorie,
Inleiding
Verveling is een veelvoorkomend probleem. Bij studenten komt dit vaak tot uiting in de vorm van academische verveling (Pekrun, Goetz, Titz & Perry, 2002). Dit betekent dat er verveling ontstaat bij studenten als de eisen van de school of instelling laag zijn, terwijl het vermogen van de student om te presteren hoog is. Ook het omgekeerde werd gevonden door Pekrun et al. (2002). Er kan namelijk ook verveling ontstaan bij studenten als de eisen te hoog zijn, terwijl de student niet kan voldoen aan deze eisen. Er zijn in beide gevallen dus verschillen in zelfevaluaties van studenten en de evaluaties van gestelde eisen. De consequenties van dit soort verveling kunnen groot zijn voor individuele studenten. Zo voorspelt een hogere mate van verveling slechtere academische prestaties, die uiteindelijk leiden tot meer schoolverlaters (Pekrun et al., 2002).
Ook op de werkvloer blijkt dat verveling door een grote groep mensen ervaren wordt. Zo blijkt uit interviews dat 11% tot 56% van de werknemers hun werk zelf saai vinden, terwijl 79% tot 87% wel eens verveling ervaart op het werk (Guest, Williams & Dewe, 1987; aangehaald in Fisher, 1993). Fisher (1993) definieert verveling als een tijdelijke, onplezierige, affectieve staat, waarin het individu een ernstig gebrek aan interesse heeft en zich moeilijk kan concentreren op een bepaalde activiteit. Er is bewuste inspanning voor nodig voor de persoon om zich daadwerkelijk op de taak te kunnen richten. Wanneer dit niet gebeurt en verveling de overhand krijgt kan dit serieuze gevolgen hebben op het werk. Op de korte termijn schenkt men geen aandacht aan het werk en kan men er zelfs in slaap vallen, doet men er langer over om fouten te zien en deze te corrigeren en gebeuren er meer ongelukken (Cox, 1980; Drory, 1982; O’Hanlon, 1981; aangehaald in Fisher, 1993). Daarnaast beweert Fisher (1993) dat verveling kan leiden tot stress, geweld, drank- en drugsgebruik en tot een toename van het nemen van risico’s (Zuckerman, 1979; aangehaald in Fisher, 1993).
Volgens Van Tilburg en Igou (2012) moet verveling als een unieke emotionele staat worden beschouwd. Uit hun onderzoek blijkt namelijk dat gevoelens, gedachten, gedragsintenties, gedrag en motivaties significant verschillen tussen mensen die zich vervelen en mensen die andere (negatieve) emoties ervaren. De unieke karakteristieken van verveling zijn volgens Van Tilburg en Igou (2012) het waargenomen negatieve gevoel dat de activiteiten waar men mee bezig is minder uitdagend (Acee, Kim, Kim, Kim, Chu, Kim, et al., 2010) en minder betekenisvol zijn (Fahlman, Mercer, Gaskovski, Eastwood, & Eastwood, 2009) dan men op voorhand had verwacht. Het ervaren gebrek aan uitdaging en betekenis die met verveling gepaard gaan zou niet alleen leiden tot een verhoogde gewenste uitdaging en betekenis, maar zou ook tot gevolg hebben dat men dit nastreeft door gedrag daadwerkelijk te veranderen (Csikszentmihalyi, 2000; Smith et al., 2009; aangehaald in Van Tilburg, 2012). Met dit gedrag zou men dus kunnen compenseren voor de verwachte uitdaging en betekenis waar in eerste instantie niet aan was voldaan.
Er bestaat dus een inconsistentie tussen verwachte en ervaren uitdaging en betekenis bij mensen die zich vervelen. Onderzoekers hebben in het verleden een groot aantal verschillende vormen van inconsistenties onderzocht en in kaart gebracht (Proulx, Inzlicht & Harmon-Jones,
2012). Ondanks de inhoudelijke verschillen voldoen ze allemaal aan een drietal voorwaarden. (1) Ze ontstaan door een inconsistentie tussen verwachtingen en ervaringen, (2) ze gaan gepaard met aversieve (negatieve) arousal en (3) ze leiden tot compensatiegedrag (Proulx et al., 2012). Zo heeft veel onderzoek zich bijvoorbeeld gericht op de inconsistentie tussen verwachte controle en ordelijkheid die men wenst te hebben in het leven, en de dreiging en onzekerheid die men daadwerkelijk ervaart (Rutjens, van der Pligt & van Harreveld, 2012). Volgens Heckhausen en Schulz (1995) wordt een dergelijk gebrek aan controle en ordelijkheid als aversief ervaren. Om te compenseren voor het gebrek aan controle en ordelijkheid zou men meer gaan geloven in de overheid of in God (Kay, Gaucher, Napier, Callan & Laurin, 2008), wat dus weer zorgt voor een balans in verwachte en ervaren controle en ordelijkheid.
De bovenstaande theorie (Proulx et al., 2012) valt mogelijk ook toe te passen op verveling als zijnde een ervaring die inconsistent is met verwachtingen. Men streeft volgens Van Tilburg en Igou (2012) namelijk naar uitdaging en betekenis als men met bepaalde activiteiten bezig is. Als men zich echter verveelt, en er dus geen uitdaging en/of betekenis is van deze activiteit, dan zal er een disbalans zijn tussen de verwachte uitdaging en betekenis van de activiteit en de daadwerkelijk ervaren uitdaging en betekenis. Dit is tegenovergesteld aan het gebrek aan controle waar onderzoek (Kay et al., 2008; Rutjens et al., 2012) zich tot nu toe vooral op heeft gericht. Hierbij streeft men namelijk naar een veilig gevoel van controle en ordelijkheid, terwijl bij Van Tilburg en Igou (2012) juist wordt geneigd naar een mate van uitdaging en betekenis die het veilige gevoel van controle lijkt te ondermijnen. De controle over een activiteit lijkt immers te dalen naarmate de betekenis en vooral de uitdaging en moeilijkheidsgraad ervan stijgen. De disbalans tussen verwachte en ervaren uitdaging en betekenis gaat mogelijk samen met aversieve arousal (Proulx et al., 2012). Nu is het de vraag hoe men deze disbalans om zou kunnen buigen naar een balans tussen verwachte en ervaren uitdaging en betekenis. Oftewel, hoe wordt compensatiegedrag ingezet om deze disbalans te doen herstellen?
Er wordt een aantal gedragingen aangedragen door Van Tilburg en Igou (2012) waarbij er op een directe manier voor wordt gezorgd dat een taak leidt tot minder verveling. Zo kan er worden gezocht naar uitdaging of stimulatie (Csikszentmihalyi, 2000; aangehaald in Van Tilburg & Igou, 2012), interesse of betrokkenheid (Fisher, 1998; aangehaald in Van Tilburg & Igou, 2012) of simpelweg plezier (Smith et al., 2009; aangehaald in Van Tilburg & Igou, 2012). Er zijn echter ook manieren om op een indirecte wijze de verveling te doen verminderen. Dit gaat verder dan de activiteit of situatie waar men op dat moment mee bezig is. Mensen die zich vervelen willen zichzelf namelijk een gevoel van betekenis of zinvolheid geven. Het maakt niet uit hoe, als ze er maar toe doen als persoon (Fahlman, et al., 2009). Daarnaast hebben we gezien dat mensen het gevoel willen hebben om uitgedaagd te worden door een activiteit. Om dit gevoel van betekenis of zinvolheid en uitdaging te bewerkstelligen zal men op zoek gaan naar activiteiten die op wat voor manier dan ook betekenisvol en uitdagend voor hen zijn. De inhoud van de inconsistentie tussen verwachtingen en ervaringen hoeft dan dus niet overeen te komen met de inhoud van het compensatiegedrag die men ten gevolge van de inconsistentie vertoont. Deze indirecte manier van compenseren voor niet uitgekomen verwachte uitkomsten wordt ook wel affirmatie genoemd (Proulx et al., 2012). Risicogedrag zou dit kunnen bewerkstelligen. Risicogedrag vertonen lijkt namelijk een indirect middel om spanning te creëren waar het men in het geval van verveling juist aan ontbeert.
Iets is een risico als het onzeker is of een situatie nadelige of voordelige consequenties heeft (Sitkin & Pablo, 1992). Risicogedrag wordt daarom in de breedste zin van het woord gedefinieerd als de mate van risico die met de keuze voor bepaald gedrag gepaard gaat. Keuzes worden als risicovoller beschouwd als (1) de uitkomsten onzekerder zijn, (2) als doelen moeilijker te bereiken zijn en (3) als de uitkomsten extremere consequenties kunnen hebben (Sitkin & Pablo, 1992). Het is tot nu toe nog onduidelijk of dergelijk risicogedrag wordt gebruikt als compensatiemiddel tegen verveling. In deze studie zal daarom onder andere worden onderzocht wat de invloed is van verveling op risicogedrag. Er wordt echter niet alleen gekeken naar het gedragsniveau. Er zal namelijk ook onderzocht worden wat de invloed is van verveling op een cognitief niveau in de vorm van risico-attitudes. Risico-attitudes als gedragsintenties en attitudes zijn volgens de theory of reasoned action (Ajzen, 2001) namelijk nauw verbonden met gedrag zelf. In
deze studie wordt daarom onderzocht wat de invloed van verveling is op risicogedrag, gedragsintenties en attitudes ten opzichte van risicogedrag.
Uit een aantal studies is al gebleken dat verveling zou kunnen leiden tot risicovol gedrag. Zo vonden Dahlen, Martin, Ragan en Kuhlman (2005) een matig verband tussen verveling en onveilig autorijden (zogenaamde close calls). Mensen die meer aanleg hebben voor verveling zullen
vaker te maken krijgen met kantje-boord situaties tijdens het autorijden. Tevens zullen mensen die aanleg hebben tot verveling minder goed in staat zijn om met hun eigen agressie en boosheid om te gaan in het verkeer. Gupta, Derevensky en Ellenbogen (2006) vonden dat onder andere gevoeligheid voor verveling een voorspeller kan zijn voor het ontwikkelen van hevige gokproblemen. Daarnaast vonden Iso-Ahola en Crowley (1991) een verband tussen alcohol- en drugsmisbruik en verveling tijdens de vrije tijd, en blijkt dat verveling samenhangt met roken, pogingen tot zelfmoord en depressie (Caldwell & Smith, 1995). Ten slotte vonden Michel, Carton en Jouvent (1997) bij vrouwen een positief verband tussen een hoge mate van verveling en het aantal keer dat ze hebben gebungeejumpt. Deze onderzoekers stellen dat dit gedrag wordt aangedreven door de behoefte om te compenseren voor de gevoelens en sensaties die ze in het normale, dagelijks leven missen.
In algemene zin kan worden gesteld dat Michel et al. (1997) risicogedrag als compensatiemiddel zien om de disbalans tussen een hoge mate van verwachte sensatie in het dagelijks leven en een daadwerkelijk lage mate van ervaren sensatie bij vrouwen te doen verminderen. Dit zou verklaard kunnen worden door de risico-homeostase theorie (Wilde, 1982). Deze theorie stelt dat mensen die als doel hebben om hun winst zo groot mogelijk te maken de verwachte voor- en nadelen van veilig en risicovol gedrag met elkaar vergelijken om te beslissen of men dit risicogedrag uitvoert of niet. Het probleem met deze theorie in het onderzoek van Michel et al. (1997) is echter dat de vrouwen niet expliciet de voor- en nadelen van wel of niet bungeejumpen met elkaar vergelijken om te beslissen of ze het gaan doen of niet. Ze vinden hun leven simpelweg saai. Ze vervelen zich en willen hiervoor compenseren door iets te doen wat niet saai is, maar juist de verwachte sensatie oplevert. Het maakt hierbij niet uit wat eventuele nadelige en voordelige consequenties zijn van bungeejumpen omdat ze het toch al willen gaan doen. De beslissing van de vrouwen om te gaan bungeejumpen valt dus beter te verklaren door de inconsistentietheorie (Proulx et al., 2012). Het risicogedrag, namelijk bungeejumpen, werd aangegrepen om de ervaren sensatie op gelijke hoogte te stellen met de verwachte sensatie, waardoor de disbalans wordt opgeheven. Dezelfde regel zou kunnen gelden voor andere vormen
van risicogedrag die, zoals uit onderzoek blijkt, samenhangen met verveling. Het probleem met voorgaand onderzoek is echter dat het correlationeel van aard is, waardoor het nog onduidelijk is of verveling daadwerkelijk de oorzaak is van risicogedrag. Het zou bijvoorbeeld ook kunnen dat mensen die meer risico durven te nemen, zich vaker vervelen omdat ze de sensatie die met risicogedrag gepaard gaat missen. Dit onderzoek zal daarom het causale verband tussen verveling en risicogedrag, risicovolle gedragsintenties en attitudes ten opzichte van risicogedrag onderzoeken.1
We hebben gezien dat verveling kan zorgen voor een disbalans tussen verwachtingen en ervaringen (Van Tilburg & Igou, 2012). Door deze disbalans zal men op zoek gaan naar uitdaging en betekenis in bepaalde activiteiten om hiervoor te compenseren. Deze uitdaging en betekenis zouden gevonden kunnen worden in het uiten van risicogedrag, met bijbehorende gedragsintenties en attitudes hierover. Op deze manier zou het de disbalans tussen verwachtingen en ervaringen ten opzichte van de mate van uitdaging en betekenis van de activiteit opgelost kunnen worden. Risicogedrag kan er immers voor zorgen dat mensen het gevoel van betekenis en zinvolheid terugkrijgen, wat ze ten gevolge van verveling missen. Kortom, een hoge mate van verveling zou leiden tot positievere attitudes over risicogedrag, meer risicovolle gedragsintenties en meer risicogedrag dan een neutrale mate van verveling.
Bovenstaande verwachtingen werden onderzocht door bij deelnemers een gevoel van verveling of een neutraal gevoel te activeren. Verveling werd gemanipuleerd door deelnemers een herinneringstaak uit te laten voeren, waarbij ze afhankelijk van hun conditie een situatie moesten beschrijven waarbij ze zich verveelden, of moesten beschrijven wat ze de dag voor het onderzoek hebben gegeten. Vervolgens werd bij de deelnemers een dobbelspel afgenomen die hun risicogedrag mat, en kregen ze een aantal vragenlijsten voorgelegd waar zij hun attitudes en gedragsintenties over diverse risico-situaties konden aangeven. Gebaseerd op de theorie van Proulx et al. (2012) over compensatiegedrag werd er verwacht dat deelnemers bij wie verveling is geactiveerd hoger scoren bij het dobbelspel en op de attitude- en intentievragenlijsten dan deelnemers bij wie een neutraal gevoel is geactiveerd.
Methode
Deelnemers
Aan het onderzoek deden 102 proefpersonen mee. Hiervan waren er 96 student aan de Universiteit van Amsterdam (UvA). Zij konden via vrije inloop aan het onderzoek deelnemen, of door zich van tevoren in te schrijven via het Digitaal Proefpersoonpunten Management Systeem (DPMS). Ook mensen die geen UvA-student waren, maar die wel toegang hadden tot het DPMS
1 Daarnaast was het de bedoeling om te onderzoeken of verveling door een gebrek aan uitdaging of een gebrek aan
betekenis zou leiden tot risicogedrag. Uit onderzoek van Acee et al. (2010) en Fahlman et al. (2009) bleek namelijk dat respectievelijk een gebrek aan uitdaging en een gebrek aan betekenis op zichzelf staand al leiden tot verveling. Dus als een taak bijvoorbeeld uitdagingsloos is, maar niet specifiek betekenisloos, dan wordt al verveling ervaren (Acee et al., 2010). Het omgekeerde bleek ook uit de resultaten van Fahlman et al. (2009): als een taak betekenisloos is, maar niet specifiek uitdagingsloos, dan wordt er ook een gevoel van verveling ervaren. Vanwege het beperkt aantal deelnemers is echter besloten om deze additionele condities niet toe te voegen aan het design.
konden deelnemen aan het onderzoek. Naast het DPMS werden deelnemers geworven met behulp van posters die zijn opgehangen in het onderzoekslab van de UvA. Tevens stond er in de nieuwsbrief die regelmatig naar eerstejaars psychologiestudenten werd gemaild een verwijzing naar dit onderzoek.
Van de 102 deelnemers waren er 66 vrouw en 36 man. De gemiddelde leeftijd was 22.6 (SD = 5.7). Deelnemers werden willekeurig verdeeld over de twee condities. Deelnemers konden
worden beloond met één proefpersoonpunt, of een contant bedrag van €10,-. Daarnaast won degene die aan het eind van het onderzoekstraject van alle deelnemers de hoogste score had behaald op het dobbelspel een bedrag van €20,-.
Materialen en procedure
Het onderzoek werd grotendeels afgenomen met behulp van Qualtrics. Dit is een surveytool
waarmee onderzoeken online aangeboden en uitgevoerd kunnen worden. Het werd afgenomen op één van de computers in de daarvoor beschikbare cubicles. Nadat deelnemers achter de computer plaats namen kregen ze een informatiebrochure te lezen met informatie over het onderzoek. Hierna konden de deelnemers een informed consent lezen en werd deze ondertekend met naam en handtekening van de deelnemer en de onderzoeker. Op deze manier werd bevestigd dat de deelnemer voldoende is ingelicht over het onderzoek. Vervolgens werd het onderzoek via
Qualtrics door de onderzoeker gestart. Tegelijkertijd werd verteld dat de deelnemer op de knop in
de cubicle kon drukken zodra in beeld kwam te staan dat ze de proefleider moesten roepen. Nadat deelnemers dit hadden begrepen verliet de onderzoeker de cubicle en konden ze beginnen aan het onderzoek.
Het onderzoek bestond uit twee condities. In de vervelingsconditie werd een gevoel van verveling geactiveerd bij de deelnemers. In de neutrale conditie werd geen gevoel van verveling geactiveerd. Deelnemers die waren ingedeeld in de vervelingsconditie werd gevraagd om een recente situatie uit hun leven te herinneren waarin ze zich ontzettend verveelden, zoals beschreven door Van Tilburg en Igou (2012). Ze moesten deze situatie zo duidelijk en gedetailleerd mogelijk beschrijven, zodat iemand anders zich precies kon voorstellen hoe de deelnemer zich toen voelde. Deelnemers konden bijvoorbeeld denken aan factoren waardoor ze zich verveelden, hoe erg ze zich verveelden, hoe lang dit duurde, en wat voor emoties ze erbij voelden. Dit moesten ze omschrijven in het daarvoor bestemde antwoordenblok (Van Tilburg & Igou, 2012).
Deelnemers die waren ingedeeld in de neutrale conditie kregen een andere taak aangeboden, die geen verveling op diende te wekken. Zij kregen de taak om zich te herinneren wat ze de dag voor het onderzoek (lees: “gisteren”) hebben gegeten en gedronken. Ze moesten dit zo duidelijk en gedetailleerd mogelijk beschrijven, zodat iemand anders zich precies kon voorstellen wat ze hadden gegeten en gedronken. Dit moesten ze omschrijven in het daarvoor bestemde antwoordenblok.
Om te controleren of de manipulatie is gelukt werd er vervolgens een manipulatiecheck afgenomen. Hierbij dienden alle deelnemers negen vragen te beantwoorden die te maken hadden met het ervaren van verveling, of afgeleiden hiervan, zoals het ervaren van betekenis en uitdaging bij de situatie die zij hiervoor hebben omschreven. Deze negen items werden beantwoord op een zevenpunts Likert-schaal, variërend van 1 (Helemaal niet) tot 7 (Heel erg). De items die gebruikt
werden, kwamen deels uit de literatuur en zijn deels zelf geconstrueerd. Een voorbeeldvraag die algemene verveling mat is: “In welke mate verveelde de activiteit je in de situatie die je zojuist hebt beschreven?” (Acee et al., 2010). Een voorbeeldvraag die ervaren betekenis mat is: “Hoe sterk voelde je dat je leven betekenisvol was in die situatie?” (Fahlman et al., 2009). Een voorbeeldvraag die ervaren uitdaging mat is: “In welke mate was de activiteit in die situatie uitdagend?”.
Nadat de manipulatiecheck was ingevuld, werd de deelnemers via het scherm gevraagd om de proefleider te roepen, zodat het dobbelspel kon worden gestart. Zodra de proefleider deze zogenoemde Game of Dice Task (GoDT) had gestart en de bijbehorende instructies had gegeven,
konden ze verdergaan met dit deel van het onderzoek. De GODT (Brand, Kalbe, Labudda,
Fujiwara, Kessler, & Markowitsch, 2004) had als doel om risicogedrag te meten bij de deelnemers. De GODT werd niet afgenomen via Qualtrics, maar via een speciaal daarvoor
ontwikkeld computerprogramma (Brand et al., 2004). Deze computertaak test het risicogedrag van deelnemers op het gebied van gokken voor fictief geld. Deelnemers werd gevraagd hun fictieve startkapitaal van €1000,- te maximaliseren binnen 18 worpen met een virtuele dobbelsteen. Er werd hen dus verteld zoveel mogelijk fictief geld te verzamelen. De deelnemer die aan het eind van het onderzoekstraject het meeste geld bleek te hebben verzameld zou €20,- ontvangen. Bij een gelijke stand zou er worden geloot.
Voordat de dobbelsteen werd gegooid moesten deelnemers voor elke beurt kiezen welk getal er in die beurt gegooid zou worden. Ze konden kiezen tussen de zes verschillende enkele getallen (1, 2, 3, 4, 5 en 6), een combinatie van twee getallen (1 en 2, 3 en 4, 5 en 6), een combinatie van drie getallen (1, 2, 3 en 4, 5, 6) en een combinatie van vier getallen (1, 2, 3, 4; 2, 3, 4, 5; en 3, 4, 5, 6). Elk van bovenstaande keuzes was geassocieerd met een inzet die verloren of gewonnen kon worden. Dit hing af van of het nummer dat werd gegooid was gekozen of niet. Men won of verloor €1000,- als er een enkel getal werd gekozen (winkans 1:6), €500,- voor twee getallen (winkans 2:6), €200,- voor drie getallen (winkans 3:6) en men won of verloor €100,- als men voor vier getallen (winkans 4:6) heeft gekozen. De winkansen konden door deelnemers op deze manier goed worden beredeneerd. Als men had gekozen, werd de dobbelsteen direct gegooid en het winnende getal kwam in beeld. Het getal dat werd gegooid was altijd volledig willekeurig. Deelnemers ontvingen op een visuele manier feedback van winst of verlies. In een zwart balkje op het scherm stond het saldo wat deelnemers na elke beurt op hun fictieve rekening hadden staan. De maximum winst en verlies ging van €19.000,- tot -€17.000,-. Risicogedrag kon zodoende worden gemeten door het aantal keer dat men heeft gekozen voor één, twee, drie en vier getallen tussen de verschillende vervelingscondities met elkaar te vergelijken. De keuze voor één of twee getallen wordt door Brand et al. (2004) gedefinieerd als een hoge mate van risicogedrag en de keuze voor drie of vier getallen wordt gedefinieerd als een lage mate van risicogedrag.
Zodra de GODT was voltooid sloot het computerprogramma automatisch af en kon men
verdergaan met het onderzoek in Qualtrics. Hierbij werden eerst gedragsintenties en attitudes ten
opzichte van risico’s gemeten. Dit werd gedaan door de deelnemers een drietal verschillende situaties voor te leggen die een bepaald risico-element bevatten. Over deze zogenoemde dilemma’s moesten deelnemers in een aantal vragen aangeven wat hun intenties en attitudes hierover waren. Deelnemers werd vooraf verteld dat in dit deel van het onderzoek hun standpunt over een aantal controversiële onderwerpen werd onderzocht. Er werd hen gevraagd de vignettes aandachtig door te lezen om vervolgens de bijbehorende vragen te beantwoorden. Uit de betrouwbaarheidsanalyse van de totale vragenlijst bleek een hoge betrouwbaarheid, α = .85. Uit de betrouwbaarheidsanalyse van alle vragen die gedragsintenties maten bleek een acceptabele betrouwhaarheid, α = .60. Uit de betrouwbaarheidsanalyse van alle vragen die attitudes maten bleek een hoge betrouwbaarheid, α = .83.
De eerste situatie mat de attitudes en gedragsintenties van deelnemers over het nemen van risico tijdens het rotsklimmen (Rohrmann, 2005). De deelnemers kregen de volgende Nederlandse vertaling te lezen van de vignette, ontwikkeld door Rohrmann (2005):
“Stel je voor dat je ervaren bent in het beklimmen van rotsen in de bergen. Rotsbeklimmers zijn mensen die steile rotsen beklimmen tegen bergwanden met behulp van touwen, zekeringen, etc. Denk aan een situatie waarin jij met een stel vrienden een berg inmiddels tot de helft hebben beklommen. Je bent aangekomen bij een moeilijk stuk rotswand wat een goede vaardigheid in rotsklimmen vereist. Het succesvol beklimmen van dit stuk rots zou je zeer tevreden stellen. Het zou je het gevoel geven dat je een bepaalde macht hebt over de omgeving. Ongelukken kunnen echter ook gebeuren als de situatie te moeilijk blijkt te zijn en er fouten worden gemaakt.”
Nadat deelnemers dit hadden gelezen werd aan hen zes vragen voorgelegd die werden beantwoord op een 11-punts Likertschaal variërend van 1 (Helemaal niet) tot 11 (Heel erg). Twee
daarvan maten gedragsintenties en vier daarvan maten attitudes over deze situatie. Deze items zijn gebaseerd op items die eerder zijn gebruikt door MacDonald, Zanna, en Fong (1995), waarbij enkel het risico-onderwerp werd gewijzigd. Een voorbeeldvraag die de intentie mat is: “Stel dat jij in deze situatie zou zitten, hoe waarschijnlijk is het dat je zou beslissen het moeilijke stuk rotswand te beklimmen?”. Een voorbeeldvraag die de attitude mat is: “Hoe dom zou het zijn om de rotswand verder te beklimmen?”. Na omscoring is de maximale totaalscore op deze vragenlijst 66 en de minimale totaalscore is na omscoring 6. Een hoge score op deze vragenlijst geeft aan dat men meer gedragsintenties en positievere attitudes heeft ten opzichte van rotklimmen. Uit de betrouwbaarheidsanalyse van deze vragenlijst bleek een hoge betrouwbaarheid, α = .86.
De tweede situatie mat de attitudes en gedragsintenties van deelnemers over het hebben van onveilige seks als zijnde risicogedrag (MacDonald, Zanna, & Fong, 1996). In het onderzoek van MacDonald et al. (1996) kregen deelnemers een filmpje te zien waarin twee studenten voor de keuze stonden om onveilige seks of helemaal geen seks te hebben. Omdat deze video niet beschikbaar was, lazen de deelnemers in het huidige onderzoek een stuk tekst gelezen die exact overeenkomt met wat er in de video te zien was. Er werd hen gevraagd zich in te leven in de situatie. Deze tekst is, zoals in het artikel van Macdonald, Zanna en Fong (1996) staat, vertaald naar het Nederlands, en luidt als volgt:
“Twee studenten genaamd Mike en Rebecca hebben een vriendelijk gesprek in de hal na afloop van een tentamen. Mike vraagt Rebecca uit voor een date in het café tegenover de universiteit. Die avond drinken en dansen ze veel in het café. Aan het eind van de avond kussen ze elkaar tijdens het dansen op langzame muziek. Dan biedt Mike aan om met Rebecca mee te lopen naar haar appartement. Na een kort gesprek in het appartement beginnen ze gepassioneerd te kussen op de bank. Rebecca stelt vervolgens voor om naar haar slaapkamer te gaan waar ze muziek kunnen luisteren en meer comfortabel kunnen liggen op haar bed. Na een korte huivering onthult Mike dat hij geen condooms bij zich heeft. De twee discussiëren over hoe ze het dilemma op kunnen lossen. Rebecca vertelt dat zij ook geen condooms heeft, maar dat ze wel de pil slikt, en ze zich dus geen zorgen hoeven te maken. Mike is niet overtuigd en zoekt naar manieren om aan condooms te komen door te vragen over de dichtstbijzijnde supermarkt (drie uur geleden gesloten) en of er een 24/7 winkel in de buurt is (blijkt niet op loopafstand). Rebecca en Mike geven met enige gêne toe dat ze “schoon” zijn en niet met veel mensen naar bed zijn geweest de afgelopen tijd. Mike vraagt Rebecca wat zij wil doen. Zij kust hem en antwoordt, “Ik weet het niet, wat wil jij doen?”.”
Nadat deelnemers dit hadden gelezen werd aan hen wederom zes vragen voorgelegd die werden beantwoord op een 11-punts Likertschaal variërend van 1 (Helemaal niet) tot 11 (Heel erg). Twee
daarvan maten gedragsintenties en vier daarvan maten attitudes over deze situatie. Ook deze items zijn gebaseerd op items die eerder zijn gebruikt door MacDonald, Zanna, en Fong (1995), waarbij ook hier alleen het risico-onderwerp is gewijzigd. Een voorbeeldvraag die de intentie mat is: “Stel dat jij in deze situatie zou zitten, hoe waarschijnlijk is het dat je zou beslissen om seks te hebben?”. Een voorbeeldvraag die de attitude mat is: “Hoe dom zou het zijn om seks te hebben in deze situatie?”. Na omscoring is de maximale totaalscore op deze vragenlijst 66, en de minimale totaalscore is na omscoring 6. Een hoge score op deze vragenlijst geeft aan dat men meer gedragsintenties en positievere attitudes heeft ten opzichte van onveilige seks. Uit de betrouwbaarheidsanalyse van deze vragenlijst bleek een hoge betrouwbaarheid, α = .88.
De derde en laatste situatie mat de attitudes en gedragsintenties van deelnemers over autorijden onder de invloed van alcohol als zijnde risicogedrag (Macdonald, Zanna, & Fong, 1995). Bij dit onderzoek is geen vignette gebruikt zoals in bovenstaande twee situaties wel het geval was. De originele vragenlijst bevatte echter twee vragen over algemene attitudes ten opzichte van alcohol achter het stuur (“als ik zou rijden onder invloed van alcohol de volgende keer dat ik naar een feest of kroeg ga, dan zou ik dat acceptabel vinden”) en 1 vraag over gedragsintenties over rijden onder invloed (“ik zal rijden onder invloed van alcohol de volgende keer dat ik naar een feest of kroeg ga met vrienden”) (Macdonald, Zanna & Fong, 1995). In het huidige onderzoek zijn deze drie vragen echter gesteld in de vorm van de twee eerder besproken risicogedragingen.
Deze vragen werden vervolgens wederom beantwoord worden op een 11-punts Likertschaal variërend van 1 (Helemaal niet) tot 11 (Heel erg). Eén vraag mat gedragsintentie ten
opzichte van autorijden onder invloed van alcohol en twee vragen maten attitudes hierover. Een voorbeeldvraag die intentie mat is: “Hoe waarschijnlijk is het dat je onder de invloed van alcohol auto zal rijden de volgende keer dat je naar een feest of kroeg ga met vrienden?”. Een voorbeeldvraag die attitude mat is: “Hoe acceptabel zou je het vinden dat je zou gaan autorijden
onder de invloed van alcohol de volgende keer dat je naar een feest of kroeg ga?”. Na omscoring is de maximale totaalscore op deze vragenlijst 33 en de minimale totaalscore is na omscoring 3. Een hoge score op deze vragenlijst geeft aan dat men meer gedragsintenties en positievere attitudes heeft ten opzichte van autorijden onder invloed van alcohol. Uit de betrouwbaarheidsanalyse van deze vragenlijst bleek een acceptabele betrouwbaarheid, α = .66.
Uit onderzoek van Zuckerman en Kuhlman (2000) blijkt dat mensen met een hoge mate van Impulsive Sensation Seeking (ImpSS), Agression Hostility (Agg-Hos) en Sociability (Sy) meer geneigd
zijn om algemeen risicogedrag te vertonen. Deze persoonlijkheidskenmerken blijken dus belangrijke determinanten te zijn voor risicogedrag. Om voor deze persoonlijkheidskenmerken te controleren vulden de deelnemers vervolgens een deel van de Zuckerman-Kuhlman Personality Questionnaire (ZKPQ) in. Het ging hier dus enkel om de delen van de vragenlijst die deze specifieke
persoonlijkheidskenmerken meten. De rest van de vragenlijst werd niet gebruikt. De vragenlijst die in het huidige onderzoek werd gebruikt bestond uit 53 stellingen en deze dienden te worden beantwoord met Waar of Niet waar (Joireman & Kuhlman, 2000). Er zijn 19 vragen gebruikt die ImpSS maten, 17 die Agg-Hos maten en 17 die Sy maten. Er bleek een significante correlatie tussen ImpSS en Sy, r = .29, p < .05. Er bleek geen significante correlatie tussen ImpSS en Agg-Hos, r =
.14, p = .18, en ook niet tussen Agg-Hos en Sy, r = -.01, p = .94. Een voorbeeld van een vraag die ImpSS mat is “Ik ben een impulsief persoon”. Een voorbeeld van een vraag die Agg-Hos mat is
“Het is normaal voor mij om te vloeken als ik boos ben.”. Een voorbeeld van een vraag die Sy
mat is “Ik heb meer vrienden dan de meeste mensen hebben.”. Na omscoring werden de gemiddelde scores per schaal berekend van alle deelnemers. Uit de betrouwbaarheidsanalyses bleek een hoge betrouwbaarheid van de vragenlijst die ImpSS mat, α =.76, een acceptabele
betrouwbaarheid van de vragenlijst die Agg-Hos mat, α = .65 en een hoge betrouwbaarheid van de
vragenlijst de Sy mat, α = .82.
Met een exitinterview werden demografische gegevens van de proefpersoon opgevraagd, zoals geslacht, leeftijd en nationaliteit van de deelnemers. Ook werd deelnemers gevraagd of, en zo ja, wat ze studeren, en of ze in het bezit waren van een rijbewijs. Daarnaast werd gevraagd naar de politieke voorkeur van deelnemers. Zij moesten dit op twee manieren aangeven, namelijk op een schuifbalk variërend van Linksgeoriënteerd tot Rechtsgeoriënteerd en op een schuifbalk
variërend van Conservatief naar Progressief. De score liep van 0 tot 100. Om te controleren of de
deelnemers gemotiveerd waren om mee te doen aan het onderzoek en of ze de vragenlijsten serieus hebben ingevuld werd dit ook gevraagd in het exitinterview. Deze vragen konden met Ja
of Nee beantwoord worden. Om deelnemers die wisten waar het onderzoek over ging uit te
sluiten van verdere data-analyse werd er gevraagd of ze een idee hadden van waar het onderzoek over ging. Zij konden hun idee intypen in het daarvoor bestemde antwoordblok. Ten slotte konden deelnemers hun emailadres invoeren als zij nog kans wilden maken op €20,- van de
GoDT, en konden ze aangeven of ze een debriefing wilden ontvangen via mail, om op de hoogte te
worden gehouden over het doel van het onderzoek. Na het onderzoek werden de deelnemers beloond met een proefpersoonpunt of €10,- en werden ze bedankt voor hun deelname aan het onderzoek.
Resultaten
Van de 102 deelnemers werden er 9 uitgesloten van de verdere data-analyses. Vier van hen hebben de Game of Dice Task (GoDT) in Inquisit uitgevoerd; deze versie bleek echter een fout te
bevatten in de weergave van de hoeveelheid winst of verlies na elke worp. De overige deelnemers hebben wel de juiste versie van de GoDT uitgevoerd. Verder zijn er twee deelnemers uitgesloten
van verdere analyses omdat zij vergeten zijn de proefleider te roepen die de GoDT voor hen op
zou starten. Zij hebben de GoDT pas helemaal aan het eind van het onderzoek uitgevoerd.
Omdat zij deze taak op een ander moment in het onderzoek hadden gedaan dan de andere deelnemers vallen deze gegevens niet meer goed te vergelijken en zijn de deelnemers dus niet in de analyses meegenomen. Ten slotte zijn er twee deelnemers uit de analyse verwijderd omdat zij in het exitinterview aangaven niet gemotiveerd te zijn geweest om deel te nemen aan het onderzoek, en is er een deelnemer uit de analyse verwijderd omdat deze aangaf de vragenlijsten niet serieus te hebben ingevuld.
Van de overgebleven 93 deelnemers waren er 61 vrouw en 32 man. De minimumleeftijd was 17 en de maximumleeftijd was 57. De gemiddelde leeftijd was 22.4 (SD = 5.6). 49
deelnemers zaten in de vervelingsconditie (17 mannen, 32 vrouwen) en 44 in de neutrale conditie (15 mannen en 29 vrouwen). Uit een chi-kwadraattoets bleek dat mannen en vrouwen gelijk waren verdeeld over de twee condities, χ² (1) = .004, p = .95. Sommige deelnemers zijn een aantal
vragen vergeten in te vullen. Deze data werden als missend opgegeven in de analyses. Ook zijn voor twee deelnemers alle data op het dobbelspel als missend opgegeven, omdat deze data meer dan 3 standaarddeviaties afweken van het gemiddelde. Om verder te controleren op uitbijters zijn de Z-scores berekend voor de verschillende indices over gedragsintenties en attitudes ten
opzichte van rotsklimmen, onveilige seks en autorijden onder de invloed van alcohol. Hierbij bleek dat op de index voor onveilige seks er een proefpersoon was met een totaalscore van meer dan 3 standaarddeviaties boven het gemiddelde. Op de index voor autorijden onder invloed van alcohol bleken er twee proefpersonen te zijn met een totaalscore van meer dan 3 standaarddeviaties boven het gemiddelde. Voor deze drie deelnemers zijn hun totaalscores op deze vragenlijsten als missend opgegeven.2
Om te controleren of de manipulatie is gelukt, is er een ANOVA uitgevoerd over de
manipulatiecheck. Uit de ANOVA bleek dat deelnemers in de vervelingsconditie significant
hoger scoorden op mate van verveling over de beschreven situatie (M = 5.63, SD = 1.35) dan
deelnemers in de neutrale conditie (M = 2.52, SD = 1.49), F(1, 92) = 111.88, p < .001. Ook bleek
dat deelnemers in de vervelingsconditie de beschreven situatie als minder uitdagend beoordeelden (M = 6.35, SD = 1.03) dan deelnemers in de neutrale conditie (M = 5.46, SD = 1.56), F(1, 92) =
10.77, p = .001, en dat deelnemers in de vervelingsconditie de activiteiten in de situatie minder
gemakkelijk vonden (M = 4.84, SD = 2.00) dan deelnemers in de neutrale conditie (M = 5.64, SD
= 1.26), F(1, 92) = 5.17, p = .025. Tenslotte bleek dat deelnemers in de vervelingsconditie de 2 De analyses waarbij deze gegevens als missend zijn opgegeven staan verder in deze sectie beschreven. Als deze
gegevens niet als missend zouden zijn opgegeven was er alsnog geen significant effect van verveling op gedragsintenties en attitudes ten opzichte van onveilige seks, F(1, 92) = .02, p = .90, en autorijden onder invloed van alcohol, F(1, 92) = .48, p = .49.
beschreven situatie als meer betekenisloos ervoeren (M = 4.20, SD = 1.67) dan deelnemers in de
neutrale conditie (M = 2.84, SD = 1.73), F(1, 92) = 14.97, p < .001, en bleek dat deelnemers in de
vervelingsconditie de situatie als minder betekenisvol beschouwden (M = 5.43, SD = 1.47) dan
deelnemers in de neutrale conditie (M = 4.34, SD = 1.68), F(1, 92) = 11.05, p = .001. Dit
betekent dat de manipulatie deels gelukt is. Uit de ANOVA bleek namelijk niet dat deelnemers in de vervelingsconditie activiteiten die ze in hun leven uitvoeren gemakkelijker vinden (M = 4.27, SD = 1.04) dan deelnemers in de neutrale conditie (M = 4.43, SD = 1.17), F(1, 92) = .53, p = .47.
Daarnaast bleek dat deelnemers in de vervelingsconditie hun leven niet uitdagender vonden (M =
3.33, SD = 1.17) dan deelnemers in de neutrale conditie (M = 3.18, SD = 1.39), F(1, 92) = .22, p
= .64, en dat ze hun leven niet betekenisvoller vonden (M = 2.92, SD = 1.37) dan deelnemers in
de neutrale conditie (M = 2.59, SD = 1.04), F(1, 91) = 1.63, p = .21. Ten slotte beoordeelden
deelnemers in de vervelingsconditie hun leven niet als meer betekenisloos (M = 2.33, SD = 1.48)
dan deelnemers in de neutrale conditie (M = 2.39, SD = 1.19), F(1, 92) = .05, p = .83. Dit wijst
erop dat het gelukt is om verveling te activeren bij de deelnemers in de vervelingsconditie, maar dat ze het gevoel van verveling uit die situatie niet generaliseerden naar een algemeen gevoel van verveling.
Om te onderzoeken of scores op de GoDT en verschillende vragenlijsten over
gedragsintenties en attitudes ten opzichte van rotsklimmen, onveilige seks en autorijden onder de invloed van alcohol met elkaar samenhangen is er een correlatieanalyse uitgevoerd over deze vragenlijsten. Ook is er gekeken naar de samenhang tussen scores op de GoDT en deze
vragenlijsten met verschillende persoonlijkheidsschalen, namelijk Impulsive Sensation Seeking (ImpSS), Agression Hostility (Agg-Hos) en Sociability (Sy). Ten slotte is de samenhang onderzocht van
deze vragenlijsten met politieke voorkeur, leeftijd en geslacht. De correlaties tussen de GoDT, de
drie vragenlijsten over gedragsintenties en attitudes, alsmede de correlaties tussen deze taken, de persoonlijkheidsschalen, politieke voorkeur, leeftijd en geslacht staan in tabel 1.
Tabel 1
Correlaties tussen scores op de GoDT, gedragsintenties en attitudes ten opzichte van rotsklimmen, onveilige seks en autorijden onder de invloed van alcohol, en de scores op persoonlijkheidsschalen over Impulsive Sensation Seeking (ImpSS), Agression Hostility (Agg-Hos) en Sociability (Sy) en politieke voorkeur , leeftijd en geslacht
Rotsklim-men Onveilige seks Autorijden onder invloed GoDT ImpSS Agg-Hos Sy Rotsklim-men N = 92 N = 91 N = 91 N = 93 N = 93 N = 93 Onveilige seks .30** N = 90 N = 90 N = 92 N = 92 N = 92 Autorijden onder invloed .27* .31** N = 89 N = 91 N = 91 N = 91 GoDT -.04 -.13 -.17 N = 91 N = 91 N = 91 ImpSS .12 .11 .03 -.09 N = 93 N = 93 Agg-Hos .10 .25* .20 -.10 .14 N = 93 Sy .06 .14 -.07 .24* .29** -.01 Politieke voorkeur (links - rechts) .14 .21* .00 .06 .15 .32** -.05 Politieke voorkeur (conser vatief – progres sief) .13 .02 .02 .09 .11 .10 .08 Leeftijd -.14 .01 .09 -.29** -.11 -.08 -.22* Geslacht (man-vrouw) -.21* -.42** -.15 .06 -.18 -.17 .01
**. Correlatie is significant, p < .01 (tweezijdig).
*. Correlatie is significant, p < .05 (tweezijdig).
Om te toetsen of een hoge mate van verveling leidt tot meer risicovolle gedragsintenties en meer positieve attitudes ten opzichte van risicogedrag dan een neutrale mate van verveling zijn de gemiddelde scores op de vragenlijsten tussen de twee condities met elkaar vergeleken middels een ANOVA. De totaalscores van de drie vragenlijsten samen, F(1, 91) = .42, p = .52, en de
scores op de vragenlijsten over rotsklimmen, F(1, 91) = .54, p = .46, onveilige seks, F(1, 90) =
.11, p = .74, en autorijden onder invloed van alcohol, F(1, 89) = .14, p = .71, waren normaal
verdeeld. Er is dus voldaan aan de assumptie voor gelijke variantie. De gemiddelde scores en standaarddeviaties van deelnemers op de vragenlijsten over rotsklimmen, onveilige seks, autorijden onder invloed van alcohol en de totaalscore van de vragenlijsten staan in tabel 2.
Tabel 2
Gemiddelde scores (M), standaarddeviaties (SD), aantal deelnemers (N), F-waarden en p-waarden voor de vervelingsconditie en neutrale conditie van de vragenlijsten die
gedragsintenties en attitudes over rotsklimmen, onveilige seks en autorijden
onder invloed van alcohol meten, alsmede de totaalscore van de drie vragenlijsten bij elkaar.
Situatie Conditie M SD N F p Rotsklimmen Verveling 5.32 4.57 49 4.63 .03 Neutraal 4.57 1.75 44 Intenties Verveling 5.88 2.22 49 2.02 .16 Neutraal 5.18 2.50 44 Attitudes Verveling 5.04 1.71 49 5.26 .02 Neutraal 4.26 1.57 44
Onveilige seks Verveling 4.29 1.99 48 .21 .65
Neutraal 4.47 1.86 44
Intenties Verveling 5.69 3.06 49 .75 .39 Neutraal 6.23 2.87 44
Attitudes Verveling 3.78 2.19 49 .21 .65 Neutraal 3.59 1.78 44
Autorijden onder invloed Verveling 1.77 1.22 47 .01 .91
van alcohol Neutraal 1.80 1.26 44
Intenties Verveling 1.74 1.54 49 .01 .93 Neutraal 1.71 1.86 44 Attitudes Verveling 2.15 1.98 49 .78 .38 Neutraal 1.84 1.32 44 Totaalscore Verveling 4.30 1.40 49 1.35 .25 Neutraal 3.97 1.26 44 Intenties Verveling 4.98 1.68 49 .04 .84 Neutraal 4.91 1.55 44 Attitudes Verveling 3.96 1.48 49 2.48 .12 Neutraal 3.51 1.24 44
Met een ANOVA werd er onderzocht of er een hoofdeffect was van verveling op gedragsintenties en attitudes ten opzichte van risicogedrag. Uit de ANOVA bleek een significant
effect van verveling op gedragsintenties en attitudes over rotsklimmen als risicogedrag. Deelnemers in de vervelingsconditie scoorden significant hoger op de vragenlijst over rotsklimmen dan deelnemers in de neutrale conditie, F(1, 92) = 4.63, p = .03, d = .45. Deze
bevindingen zijn volgens de verwachtingen. Uit de ANOVA bleek geen significant effect van verveling op gedragsintenties en attitudes over onveilige seks, autorijden onder invloed en de drie schalen in totaal. Deelnemers in de vervelingsconditie scoorden dus niet significant hoger op de vragenlijst over onveilige seks, F(1, 90) = .21, p = .65, op de vragenlijst over autorijden onder
invloed, F(1, 90) = .01, p = .91, en op de drie vragenlijsten in totaal, F(1, 92) = 1.35, p = .25, dan
deelnemers in de neutrale conditie. Deze bevindingen zijn niet volgens de verwachtingen.
Vervolgens werd er onderzocht of verveling een hoofdeffect had op gedragsintenties en attitudes ten opzichte van risicogedrag als twee verschillende variabelen. Ze zijn volgens Ajzen (2001) immers van elkaar te onderscheiden. Uit de ANOVA bleek dat deelnemers in de vervelingsconditie significant hoger scoorden op de vragenlijst over attitudes ten opzichte van
rotsklimmen dan deelnemers in de neutrale conditie, F(1, 92) = 5.26, p = .02. Dit is volgens de
verwachting. Het bleek echter dat deelnemers in de vervelingsconditie niet significant hoger scoorden op de vragenlijst over gedragsintenties ten opzichte van rotsklimmen dan deelnemers in de neutrale conditie, F(1, 92) = 2.02, p = .16. Tevens bleken er geen significante effecten van
verveling op attitudes ten opzichte van onveilige seks, F(1, 92) = .21, p = .61, en autorijden onder
invloed van alcohol, F(1, 92) = .78, p = .38, evenmin als op de scores van de totale
attitudevragenlijst, F(1, 92) = 2.48, p = .12. Ten slotte bleek er ook geen significant effect van
verveling op gedragsintenties ten opzichte van onveilige seks, F(1, 92) = .75, p = .35, en
autorijden onder invloed van alcohol, F(1, 92) = .01, p = .93, en ook niet op de scores van alle
intentievragen, F(1, 92) = .04, p = .84. Ook dit is tegen de verwachtingen in.
Om te onderzoeken of verveling invloed heeft op risicogedrag zoals gemeten in de GoDT,
werden de scores in de vervelingsconditie en de neutrale conditie met elkaar vergeleken middels een ANOVA. De scores op de GoDT waren normaal verdeeld.3 Er is dus voldaan aan de
assumptie voor gelijke variantie. Het gemiddeld aantal keer dat men heeft gekozen voor één, twee, drie of vier getallen en het totaalgemiddelde, met bijbehorende standaarddeviaties staan weergegeven in tabel 3.
Tabel 3
Gemiddelden (M), standaarddeviaties (SD) en aantal deelnemers (N) van het aantal keer dat men heeft gekozen voor één, twee, drie of vier getallen in de GoDT, alsmede de scores voor deelnemers die hoog scoren op Agg-Hos
Alle deelnemers Deelnemers met hoge
Agg-Hos
M SD N F p M SD N F p
Aantal keer één Verveling 1.23 1.87 47 .45 .51 .71 1.83 17 2.01 .17
Neutraal 1.50 1.94 44 1.53 1.65 19
Aantal keer twee Verveling 4.40 4.44 47 .10 .76 2.47 2.45 17 11.10 .00
Neutraal 4.68 4.05 44 6.42 4.30 19
Aantal keer drie Verveling 6.28 4.13 47 .81 .37 7.41 5.12 17 2.79 .10
Neutraal 5.55 3.57 44 5.00 3.46 19
Aantal keer vier Verveling 6.09 5.68 47 .03 .87 7.41 5.56 17 1.94 .17
Neutraal 6.27 5.21 44 5.05 4.61 19
Aantal keer risicovol Verveling 5.64 5.28 47 .26 .61 3.18 3.70 17 10.47 .00
Neutraal 6.18 4.93 44 7.95 4.97 19
Aantal keer veilig Verveling 12.36 5.28 47 .26 .61 14.82 3.70 17 10.47 .00
Neutraal 11.82 4.93 44 10.05 4.97 19
Totaalgemiddelde Verveling 2.96 .63 47 .07 .79 3.20 .51 17 6.27 .02
Neutraal 2.92 .59 44 2.75 .55 19
Met een ANOVA werd er onderzocht of er een hoofdeffect was van verveling op risicogedrag. Uit de ANOVA bleek geen significant effect van verveling op risicogedrag.
Deelnemers in de vervelingsconditie scoorden in totaal niet significant lager op het totaalgemiddelde na 18 trials dan deelnemers in de neutrale conditie , F(1, 90) = .07, p = .79. Ook 3 Aantal keer één getal: F(1, 89) = .04, p = .85, aantal keer twee getallen: F(1, 89) = .05, p = .82, aantal keer drie
getallen: F(1, 89) = .06, p = .81, aantal keer vier getallen: F(1, 89) = 1.35, p = .25, aantal keer risicovol: F(1, 89) = .44, p = .51, aantal keer veilig: F(1, 89) = .44, p = .51, totaalgemiddelde: F(1, 89) = .69, p = .41.
op het gemiddeld aantal keer dat deelnemers in de vervelingsconditie kiezen voor één getal, F(1,
90) = .45, p = .51, of twee getallen, F(1, 90) = .10, p = .76 scoort men niet hoger dan deelnemers
in de neutrale conditie. Dit is tegen de verwachtingen in. Verder scoorden deelnemers in de neutrale conditie niet significant hoger op het gemiddeld aantal keer dat men voor drie getallen kiest, F(1, 90) = .81, p = .37, of voor vier getallen, F(1, 90) = .03, p = .87, dan deelnemers in de
vervelingsconditie. Ook dit is tegen de verwachtingen in. Omdat Brand et al. (2004) het kiezen van één of twee getallen als risicovol bestempelden, en het kiezen van drie of vier getallen als veilig, zijn ook deze gemiddelde scores met elkaar vergeleken. Uit de ANOVA bleek dat deelnemers in de vervelingsconditie niet significant meer risicovolle keuzes maakte dan deelnemers in de neutrale conditie, F(1, 90) = .26, p = .61. Ook dit is tegen de verwachtingen in.
Vervolgens is er een repeated measures analyse uitgevoerd om te onderzoeken of er een
interactie is tussen conditie en trials. Hierbij werd er dus onderzocht of er een verschil in kiespatroon bestaat tussen deelnemers in de vervelingsconditie en deelnemers in de neutrale conditie. Tevens werden Sociability (Sy) en leeftijd meegenomen als covariaten vanwege de
significante correlaties (zie tabel 1). Uit Mauchly’s test bleek dat niet was voldaan aan de assumptie van sfericiteit, ω = .03, p < .05. Uit de gecorrigeerde repeated measures analyse (gebruik
gemaakt van Greenhouse-Geisser) bleek een marginaal significant interactie-effect van conditie op de trials, F(11.56) = 1.58, p = .10. Dit betekent dat het kiespatroon van deelnemers in de
vervelingsconditie marginaal significant verschilt van het kiespatroon van deelnemers in de neutrale conditie. Er bleek tevens een marginaal significant interactie-effect tussen conditie en Sy, F(2, 88) = 2.85, p = .06, en een significant interactie-effect tussen conditie en leeftijd, F(2, 88) =
4.16, p = .02, op trials. De gemiddelde scores tijdens de 18 trials van deelnemers in de
vervelingsconditie en de neutrale conditie staan weergegeven in grafiek 1. Grafiek 1
Gemiddelde score op de GoDT per trial van deelnemers in de vervelingsconditie en neutrale conditie
2,5 2,6 2,7 2,8 2,9 3 3,1 3,2 3,3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 Verveling Neutraal
Om te onderzoeken wat de richting was van het gevonden marginale interactie-effect tussen conditie en tijd zijn de 18 trials opgedeeld in twee groepen van 9 trials (trial 1 tot en met 9 en trial 10 tot en met 18) en vier groepen waarvan elk respectievelijk 5 (trial 1 tot en met 5), 4 (trial 6 tot en met 9), 5 (trial 10 tot en met 14) en 4 (trial 15 tot en met 18) trials. De 18 trials zijn opgedeeld op deze manier zodat er onderzocht kon worden of het kiespatroon significant verschilde tussen de vervelingsconditie en de neutrale conditie tijdens deze specifieke delen van de GoDT. Er is daarom een ANOVA uitgevoerd op elke groep trials om te onderzoeken of er in
die groep trials een verschil bestaat tussen de scores op de GoDT van deelnemers in de
vervelingsconditie en deelnemers in de neutrale conditie. Er werden echter geen significante verschillen gevonden tussen scores van deelnemers in de vervelingsconditie en deelnemers in de neutrale conditie voor eerdergenoemde groepen trials.
Om te onderzoeken of er trials zijn waarbij de scores van deelnemers in de vervelingsconditie en die van deelnemers in de neutrale conditie van elkaar verschillen is er een ANOVA uitgevoerd op de 18 trials. Hieruit bleek een significant verschil van de scores op de
GoDT tussen de vervelingsconditie en de neutrale conditie tijdens trial 11, en een marginaal
verschil tijdens trial 7. Deelnemers in de neutrale conditie scoorden marginaal significant hoger op de GoDT tijdens trial 7 (M = 3.18, SD = .90) dan deelnemers in de vervelingsconditie (M =
2.87, SD = .88), F(1, 90) = 2.78, p = .10, d = .35. Dit duidt erop dat deelnemers in de
vervelingsconditie op dat moment marginaal significant meer risico namen dan deelnemers in de neutrale conditie. Dit marginale significante effect van conditie op deze trial werd echter niet significant meer nadat er werd gecontroleerd voor Sy, F(1, 90) = 2.60, p = .11. Tevens bleek dat
deelnemers in de vervelingsconditie significant hoger scoorden op de GoDT tijdens trial 11 (M =
3.23, SD = .84) dan deelnemers in de neutrale conditie (M = 2.84, SD = .83), F(1, 90) = 5.02, p =
.03, d = .47. Dit duidt erop dat deelnemers in de neutrale conditie op dat moment significant
meer risico namen dan deelnemers in de vervelingsconditie.
Vervolgens werd er met een ANOVA onderzocht of de scores van deelnemers op de vragenlijsten over rotsklimmen, onveilige seks, autorijden onder invloed en de GoDT verschilden
tussen deelnemers die hoger scoorden op Impulsive Sensation Seeking (ImpSS), Aggression-Hostility
(Agg-Hos) of Sociability (Sy) en deelnemers die hier laag op scoorden. Voordat deze analyse werd
uitgevoerd zijn de deelnemers per persoonlijkheidsschaal verdeeld over twee groepen: één groep waarin men hoger dan de mediaan scoorde op die schaal en één groep waarin men lager dan de mediaan scoorde op die schaal. Vervolgens is er met ANOVA’s onderzocht of ImpSS, Agg-Hos,
en Sy moderatoren zijn voor het effect van verveling op risicogedrag in de GoDT en attitudes en
intenties in de vragenlijsten over rotsklimmen, onveilige seks en autorijden onder invloed.
Ten eerste is er onderzocht wat de effecten zijn van de persoonlijkheidskenmerken op de
GoDT. Hieruit bleek dat deelnemers in de vervelingsconditie met een hoge mate van Agg-Hos
significant hoger scoorden (M = 3.20, SD = .51) op het totaalgemiddelde van de GoDT dan
deelnemers in de neutrale conditie (M = 2.75, SD = .55), F(1, 35) = 6.27, p = .02. De gemiddelde
scores van deelnemers met een hoge mate van Agg-Hos op de GoDT staan in tabel 3 weergegeven.
agressiviteit op het aantal keer dat men twee getallen koos, F(10, 91) = 2.59, p = .01, het aantal
keer dat men voor een risicovolle of veilige keuze ging, F(10, 91) = 2.58, p = .01, en een
marginaal significant interactie-effect voor het aantal keer dat men drie getallen koos, F(10, 91) =
1.93, p = .06. Agg-Hos bleek dus een moderator te zijn voor het effect van conditie op
risicogedrag. Verder bleken ImpSS en Sy geen moderatoren te zijn voor het effect van verveling
op de scores op de GoDT.
Vervolgens is er onderzocht wat de effecten zijn van de persoonlijkheidskenmerken op de vragenlijst over rotsklimmen. Uit de ANOVA bleek dat deelnemers in de vervelingsconditie met een hoge mate van ImpSS marginaal significant hoger scoorden (M = 5.18, SD = 1.87) op de
vragenlijst over rotsklimmen dan deelnemers in de neutrale conditie (M = 4.24, SD = 1.68), F(1,
44) = 2.87, p = .10. Uit de ANOVA bleek verder dat deelnemers in de vervelingsconditie met een
lage mate van Sy marginaal significant hoger scoorden (M = 5.47, SD = 1.61) op de vragenlijst
over rotsklimmen dan deelnemers in de neutrale conditie (M = 4.54, SD = 1.70), F(1, 37) = 3.02, p = .09. Er bleken echter geen interactie-effecten te bestaan tussen deze
persoonlijkheidskenmerken met conditie zodra deze werden meegenomen als covariaten. Verder bleek ook Agg-Hos geen moderator te zijn voor het effect van verveling op scores op de
vragenlijst over rotsklimmen.
Daarna is er onderzocht wat de effecten zijn van de persoonlijkheidskenmerken op de vragenlijst over onveilige seks. Hieruit bleek dat deelnemers in de neutrale conditie met een hoge mate van Agg-Hos marginaal significant hoger scoorden (M = 4.50, SD = 2.04) op onveilige seks
dan deelnemers in de vervelingsconditie (M = 3.38, SD = 1.46), F(1, 35) = 3.50, p = .07. Er bleek
echter geen interactie-effect tussen Agg-Hos met conditie zodra deze werd meegenomen als
covariaat. Verder bleken ook ImpSS en Sy geen moderatoren te zijn voor het effect van verveling
op de scores op de vragenlijst over onveilige seks. Ten slotte is er onderzocht wat de effecten zijn van de persoonlijkheidskenmerken op de vragenlijst over autorijden onder invloed. Hieruit bleek echter dat geen van de drie persoonlijkheidskenmerken als moderator dient voor het effect van verveling op de vragenlijst over autorijden onder invloed.
Er is tevens met een ANOVA onderzocht of geslacht en leeftijd als moderatoren dienen voor het effect van verveling op risicogedrag, gedragsintenties en attitudes ten opzichte van risicogedrag. Uit de ANOVA bleek dat conditie en leeftijd een significant interactie-effect hadden op autorijden onder invloed van alcohol, F(9, 88) = 2.25, p = .03. Er bleek geen interactie-effect
van conditie en geslacht op autorijden onder invloed. Tevens bleken er geen significante interactie-effecten van conditie en leeftijd op de GoDT en de vragenlijsten over rotsklimmen en
onveilige seks.
Er zijn vervolgens multipele regressies uitgevoerd om te onderzoeken of gedragsintenties en attitudes ten opzichte van rotsklimmen, onveilige seks, autorijden onder invloed en risicogedrag in de vorm van de GoDT voorspeld werden door de variabelen conditie, ImpSS, Agg-Hos, Sy, politiek voorkeur en geslacht. De resultaten van de regressieanalyses staan weergegeven
Tabel 4
Multipele regressieanalyse met voorspellers Conditie, ImpSS, Agg-Hos, Sy, Geslacht en Politieke Voorkeur (Links-Rechts en Conservatief-Progressief) voor scores op de GoDT en attitudes en intenties over rotsklimmen, onveilige seks en autorijden onder invloed van alcohol
b SE b β GoDT Constante 2.52 .87 Conditie -.03 .13 -.03 ImpSS .52 .339 .18 Agg-Hos .41 .41 .11 Sy -.79 .30 -.29** Geslacht .03 .14 .02 Links-Rechts .00 .00 .12 Conservatief-Progressief .00 .00 .06 Noot: F(7, 90) = 1.47, p = .19, R² = .11. ** p < .05.
GoDT: Aantal risico/veilig Constante 4.74 7.25
Conditie .58 1.08 .06 ImpSS -3.57 2.82 -.14 Agg-Hos -2.46 3.40 -.08 Sy 7.69 2.46 .34** Geslacht -.37 1.14 -.03 Links-Rechts -.01 .00 -.17 Conservatief-Progressief .00 .00 .01 Noot: F(7, 90) = 1.74, p =.11, R² = .13. ** p < .05.
Intenties rotsklimmen Constante 10.29 3.45
Conditie -.89 .51 -.19* ImpSS -2.22 1.35 -.19 Agg-Hos .49 1.63 .03 Sy -.59 1.17 -.06 Geslacht -.10 .54 -.02 Links-Rechts ,00 .00 .06 Conservatief-Progressief .00 .00 .03 Noot: F(7, 92) = .99, p = .45, R² = .08. * p < .10.
Attitudes rotsklimmen Constante 7.83 2.36
Conditie -.78 .35 -2.31** ImpSS -.21 .92 -.01 Agg-Hos -.10 1.11 -.01 Sy -.25 .80 -.03 Geslacht -.89 .37 -.25** Links-Rechts .00 .00 .06 Conservatief-Progressief .00 .00 .10 Noot: F(7, 92) = 2.11, p = .05, R² = .15. ** p < .05.
Intenties onveilige seks Constante 17.39 4.04
Conditie .54 .60 .09 ImpSS -.45 1.58 -.03 Agg-Hos -2.48 1.91 -.14 Sy -3.50 1.37 -.26** Geslacht -1.50 .63 -.24** Links-Rechts .00 .00 .08 Conservatief-Progressief -.00 .00 -.07
Noot: F(7, 92) = 2.84, p = .01, R² = .19. ** p < .05.
Attitudes onveilige seks Constante 10.08 2.61
Conditie -.03 .39 -.01 ImpSS .74 1.02 .08 Agg-Hos -2.24 1.23 -.19* Sy -.53 .89 -.06 Geslacht -1.79 .41 -.43** Links-Rechts .00 .00 .06 Conservatief-Progressief .00 .00 -.02 Noot: F(7, 92) = 4.11, p < .05, R² = .25. * p < .10 ** p < .05
Intenties autorijden onder
invloed Constante 5.63 2.45 Conditie .07 .36 .02 ImpSS -.59 .96 -.07 Agg-Hos -.244 1.16 -.24** Sy 1.05 .83 .14 Geslacht -.21 .38 -.06 Links-Rechts -.00 .00 -.19 Conservatief-Progressief .00 .00 .02 Noot: F(7, 92) = 1.11, p = .36, R² = .08. ** p < .05
Attitudes autorijden onder
invloed Constante 6.56 2.46 Conditie -.31 .36 -.09 ImpSS -1.17 .96 -.14 Agg-Hos -1.51 1.16 -.15 Sy .79 .84 .10 Geslacht -.50 .39 -.14 Links-Rechts -.00 .00 -.11 Conservatief-Progressief .00 .00 .02 Noot: F(7, 92) = 1.09, p = .38, R² = .08.
Uit de multipele regressieanalyse bleek dat Sy een significante voorspeller is voor zowel de
gemiddelde score op de GoDT, t(90) = -2.67, p < .05, als voor het aantal keer dat men voor een
risicovolle of een veilige mogelijkheid heeft gekozen in de GoDT, t(90) = 3.12, p < .05. De
overige variabelen bleken geen voorspellers te zijn voor de gemiddelde score en het aantal keer dat men een veilige of een risicovolle keuze maakte op de GoDT. Conditie bleek een marginaal
significante voorspeller te zijn voor intenties ten opzichte van rotsklimmen, t(92) = -.74, p = .09.
De overige variabelen bleken geen voorspellers te zijn voor gedragsintenties ten opzichte van rotsklimmen. Verder bleek dat conditie, t(92) = -2.23, p = .03, en geslacht, t(92) = -2.42, p = .02,
significante voorspellers waren voor attitudes ten opzichte van rotsklimmen. De overige variabelen bleken geen voorspellers te zijn voor attitudes over rotsklimmen.
Verder bleek dat Sy, t(92) = -2.55, p = .01, en geslacht, t(92) = -2.38, p = .02, significante
voorspellers waren voor intenties ten opzichte van onveilige seks. De overige variabelen bleken geen voorspellers te zijn voor intenties ten opzichte van onveilige seks. Ook bleek dat geslacht een significante voorspeller was voor attitudes ten opzichte van onveilige seks, t(92) = -4.39, p <
onveilige seks, t(92) = -.82, p = .07. De overige variabelen bleken geen voorspellers te zijn voor
attitudes ten opzichte van onveilige seks. Ten slotte bleek Agg-Hos een significante voorspeller te
zijn voor gedragsintenties ten opzichte van autorijden onder invloed, t(92) = -2.12, p = .04. De
overige variabelen bleken geen voorspellers te zijn voor intenties ten opzichte van autorijden onder invloed en ook niet voor attitudes ten opzichte van autorijden onder invloed.
Discussie
In deze studie werd onderzocht wat de invloed van verveling is op risicogedrag, gedragsintenties en attitudes ten opzichte van risicogedrag. Uit de resultaten bleek een duidelijk effect van verveling op attitudes over rotsklimmen. Deelnemers bij wie verveling was geactiveerd bleken positievere attitudes te hebben over rotsklimmen dan deelnemers bij wie verveling niet was geactiveerd. Er bleek echter geen significant effect van verveling op gedragsintenties ten opzichte van rotsklimmen. Ondanks dat mensen bij wie verveling geactiveerd was niet significant positiever waren hierover, was er wel een trend in deze richting gevonden. Er zijn dus wel aanwijzingen voor een potentieel effect van verveling op gedragsintenties, maar daar zal in toekomstig onderzoek, met bijvoorbeeld meer deelnemers, duidelijkheid over moeten komen. Al met al is het effect van verveling dus duidelijker te zien op attitudes dan op gedragsintenties. Dit is niet volgens de verwachting, aangezien er volgens de theory of reasoned action (Ajzen, 2001) een
grote samenhang zou moeten bestaan tussen attitudes en gedragsintenties.
Een verklaring hiervoor kan wellicht worden gevonden in de theory of planned behaviour
(Ajzen, 1991), wat een bredere en completere kijk biedt op de theory of reasoned action (Ajzen, 2001).
Deze laatste theorie stelt zoals we eerder hebben gezien dat gedrag wordt beïnvloedt door gedragsintenties, wat weer wordt beïnvloedt door attitudes hierover. Vanwege dit verband valt te verwachten dat de positieve attitudes over rotsklimmen bij mensen die zich vervelen zich ook uiten in een toename aan gedragsintenties ten opzichte van rotsklimmen. De theory of planned behaviour (Ajzen, 1991) voegt echter nog twee determinanten toe aan dit model. Deze theorie stelt
namelijk dat gedragsintenties niet alleen tot stand komen door vorming van attitudes over een onderwerp, maar ook door de subjectieve norm en self-efficacy van iemand over dit onderwerp.
Een subjectieve norm is de verwachting die iemand heeft over hoe andere mensen over een bepaald onderwerp denken. Self-efficacy is de mate waarin men denkt dat men zelf in staat is
bepaald gedrag te vertonen. Deze twee factoren hebben dus, naast attitudes, een groot aandeel in de vorming van gedragsintenties. Aangezien er in dit huidige onderzoek geen meting is gedaan naar de subjectieve norm en self-efficacy die mensen hebben over rotsklimmen, is het onduidelijk
wat deze factoren hebben betekend voor de gedragsintenties ten opzichte van mensen. Uit de resultaten bleek dat mensen die zich verveelden positievere attitudes hebben over rotsklimmen, dan mensen die zich niet verveelden. Het behoort echter ook tot de mogelijkheid dat deelnemers in de vervelingsconditie geen positievere subjectieve normen en self-efficacy hadden gevormd dan
deelnemers in de neutrale conditie, waardoor zij ook niet meer gedragsintenties hadden ten opzichte van rotsklimmen. In vervolgonderzoek zullen daarom ook de subjectieve norm en self-efficacy gemeten moeten worden om meer duidelijkheid te verschaffen over gedragsintenties die al
Verder bleek uit de resultaten geen effect van verveling op zowel gedragsintenties als attitudes ten opzichte van onveilige seks en autorijden onder de invloed van alcohol. Tenslotte bleek er ook geen effect van verveling op risicogedrag in de vorm van gokken. Een verklaring hiervoor is het modererende effect van agressiviteit en conditie op gokken. Het bleek namelijk dat enkel mensen die een hogere mate van agressiviteit bezaten meer risico namen in de Game of Dice Task (GoDT) als ze zich verveelden. Agressiviteit bleek echter dus een moderator te zijn voor
het effect van verveling op risicogedrag. Deelnemers met een hoge mate van agressiviteit hadden hogere scores in de vervelingsconditie dan in de neutrale conditie. Verder bleek er ook geen duidelijk verschil in kiespatroon op de GoDT tussen deelnemers in de vervelingsconditie en
deelnemers in de neutrale conditie.
Op basis van voorgaand onderzoek werd verwacht dat verveling zou leiden tot meer risicogedrag en positievere gedragsintenties en attitudes ten opzichte van risicogedrag. Verveling zou namelijk zorgen voor een disbalans in de verwachtingen en ervaringen van mensen over bepaalde situaties. Omdat men niet houdt van een dergelijke disbalans gaat men op zoek naar uitdaging en betekenis. Op deze manier zou het verschil in verwachtingen en ervaringen kleiner worden en uiteindelijk zouden ze misschien wel weer volledig in balans kunnen zijn. Een manier om uitdaging en betekenis te vinden is door risicogedrag te vertonen. Op deze manier krijgen mensen weer een gevoel van betekenis terug wat ze tijdens de periode dat ze zich verveelden niet hadden. In het huidige onderzoek is hiervoor echter weinig ondersteuning gevonden. Er werd alleen een positievere verandering in attitudes over rotsklimmen gevonden. Voor de overige risicosituaties zijn er geen veranderingen gevonden in zowel gedragsintenties en attitudes ten opzichte van risicogedrag. Ook bleek er geen effect van verveling op risicogedrag.
Een eerste verklaring hiervoor is dat men mogelijk al een wat sterkere mening bezit over controversiële en directe risicosituaties, zoals onveilige seks en autorijden onder invloed. Seks en autorijden onder invloed van alcohol zijn morele onderwerpen in tegenstelling tot rotsklimmen. Zo blijkt uit onderzoek van Greenfield en Room (1997) dat er sinds de jaren 80 al een trend gaande is in de daling van acceptatie van autorijden onder de invloed van alcohol. Verder geeft de grote verscheidenheid aan onderzoek naar de invloed van sociale normen op het hebben van onveilige seks (Miner, Peterson, Welles, Jacoby & Rosser, 2009) aan dat het niet normaal is om er positief tegenover te staan. Er is nog nooit onderzoek gedaan naar de acceptatie van rotsklimmen en hier lijkt ook geen aanleiding toe omdat dit niet bekend staat als een moreel onacceptabele activiteit. Het lijkt er dan ook op dat mensen meer de neiging hebben om onderwerpen als onveilige seks en autorijden onder invloed te moraliseren dan rotsklimmen. Het is daarom wellicht ook sociaal acceptabeler om risico’s ten opzichte van rotsklimmen aan te gaan dan risico’s ten opzichte van meer morele onderwerpen. Het lijkt daardoor gemakkelijker om gedragsintenties en attitudes ten opzichte van rotsklimmen te veranderen onder invloed van verveling dan gedragsintenties en attitudes over onveilige seks en autorijden onder invloed van alcohol. Dit laatste kan wijzen op een floor effect van de gedragsintenties en attitudes over onveilige seks en autorijden onder invloed, omdat deze al zo negatief zijn dat ze niet meer te veranderen zijn. In vervolgonderzoek zou men zich daarom beter kunnen richten op het beïnvloeden van gedragsintenties en attitudes over onderwerpen die niet moreel beladen, maar sociaal acceptabel zijn.
