Masterthese Sociale Psychologie Psychologische Gedragsbeïnvloeding
Een gedeelde werkelijkheid in de relatie tussen persoonlijke en compensatoire controle.
Opsteller
Naam : ·T.A. van Halem
Collegekaartnummer : ·10675191
Adres : ·Tweede Boerhaavestraat
Telefoonnummer : ·0613631893
E-mail adres : ·tjerkvanhalem@gmail.com
Begeleider
Binnen programmagroep : ·Sociale Psychologie Externe begeleider(s) : ·Bastiaan Rutjens 2e beoordelaar : ·Nils Jostmann
Locatie : ·Roeterseiland Complex
Abstract
In de huidige studie werd de rol van een gedeelde werkelijkheid in de relatie tussen persoonlijke en compensatoire controle onderzocht. Dit werd onderzocht door vier groepen op de mate van bijgeloof te vergelijken. Persoonlijke controle werd
gemanipuleerd (hoog versus laag) met een geheugentaak. Een gedeelde werkelijkheid werd gemanipuleerd door bijgeloof als compensatoir systeem te plaatsen in een neutrale, sociaal relevante of sociaal afstandelijke context. Bijgeloof werd gemeten met de Revised
Paranormal Belief scale en de Superstitious Belief scale. Resultaten lieten zien dat
groepen niet verschilden en er dus geen compensatoire controle plaatsvond. Daarom was het niet mogelijk een definitieve conclusie te trekken over de rol van een gedeelde werkelijkheid. Concrete suggesties voor toekomstig onderzoek worden besproken.
Persoonlijke controle wordt gezien als een fundamentele drijfveer van de mens (Skinner, 1995) en kan gedefinieerd worden als de waargenomen invloed die een individu heeft op het beïnvloeden van zijn omgeving om zijn of haar doelen te bereiken (Rutjens & Kay, 2017). Een gebrek aan persoonlijke controle wordt geassocieerd met een aversieve staat waardoor men gemotiveerd is om persoonlijke controle te herstellen (Kay, Moscovitch & Laurin, 2010). Een aversieve staat kan omschreven worden als een negatieve gemoedstoestand waarin men een hoge mate van stress ervaart (Whalen, 1998). Onderzoek naar herstel van persoonlijke controle wordt tot dusver vooral gedaan in de context van intra-individuele psychologische processen. In een recente studie wordt echter gesuggereerd dat sociale processen een rol kunnen spelen in het herstellen van een gevoel van persoonlijke controle (Stavrova, Ehlebracht & Fetchenhauer, 2016). Om deze reden beoogt deze studie het onderzoeken van compensatoire controle in de context van interindividuele processen.
Compensatory Control Theory (CCT) stelt dat een gebrek aan persoonlijke controle
gecompenseerd kan worden door de affirmatie van externe systemen buiten het individu, zoals religie, wetenschap, ideologie, bijgeloof en diverse instanties en groepen (Keinan, 2002; Kay,
Gaucher, Callan, Napier & Laurin, 2008; Rutjens, van der Pligt & Harreveld, 2010; Shepherd & Kay, 2014; Goode, Keefer & Molina, 2014; Landau, Whitson & Kay, 2015). In een studie naar de mogelijke strategieën om controleverlies te compenseren werd door Greenaway, Louis en Hornsey (2013) onderzoek gedaan naar geloof in precognitie als bron van compensatoire controle. Precognitie refereert aan het idee dat mensen in staat zijn om de toekomst te voorspellen. Volgens Greenaway et al. (2013) kan geloof in precognitie kunnen fungeren als compensatoir systeem omdat het geloof in een voorspelbare toekomst een gevoel van controle kan herstellen. Greenaway et al. (2013) onderzochten dit door twee groepen respondenten te vergelijken op een gevoel van persoonlijke controle (hoog versus laag). Vervolgens werd getoetst in hoeverre deze groepen geloofden in precognitie. Uit de resultaten bleek dat een lage persoonlijke controle leidde tot een hogere rapportage van geloof in precognitie vergeleken met respondenten met een hoge mate van persoonlijke controle. Greenaway et al. (2013)
concludeerden hieruit dat precognitie inderdaad fungeert als compensatoir systeem.
CCT heeft in de afgelopen jaren veel aandacht gekregen van onderzoekers, waardoor veel vooruitgang is geboekt met betrekking tot de kennis over compensatoire controle processen. Een kanttekening hierbij is dat dit onderzoek naar compensatoire controle is uitgevoerd in de context van intra-individuele processen. Kay et al. (2008) onderzochten compensatoire controle
bijvoorbeeld door respondenten controlegebrek te laten ervaren en vervolgens te meten hoe sterk zij in een controlerende God geloofden. Recent onderzoek laat zien dat het relevant is om CCT ook in een sociale context te onderzoeken. In onderzoek naar de relatie tussen persoonlijke controle en de mate van welzijn stellen Stavrova et al. (2016) dat wanneer een compensatoir systeem een shared reality (gedeelde werkelijkheid) is, dit lijdt tot een hogere mate van welzijn. In dit onderzoek laten zij zien dat geloof in wetenschappelijke- en technologische vooruitgang gedeeld wordt in de sociaal-culturele context, dit leidt tot een hogere mate van welzijn
vergeleken met culturen waarin deze overtuiging niet word gedeeld. Dit wordt volgens Stavrova et al. (2016) verklaart doordat sociale validatie van overtuigingen een rol spelen in het reduceren
van onzekerheid. Dit laat zien dat – naast intra-individuele processen – interpersoonlijke processen mogelijk een rol spelen bij compensatoire controle van persoonlijk controleverlies.
Volgens Hardin en Higgins (1996, aangehaald in Jost, Ledgerwood en Hardin, 2007) verklaart de shared reality theory waarom relationele- en epistemische behoefte met elkaar samengaan. Zij stellen dat mensen gemotiveerd zijn om hun overtuigingen en gevoelens met hun sociale omgeving te delen om zo een gedeelde werkelijkheid vast te stellen. Hiermee wordt voldaan aan twee behoeftes. Ten eerste wordt voldaan aan een relationele behoefte, dit refereert aan het aangaan en onderhouden van sociale relaties. Ten tweede wordt voldaan aan een
epistemische behoefte, dat refereert aan de motivatie om de wereld waar te nemen als ordelijk en voorspelbaar om een gevoel van controle en zekerheid te onderhouden. Onderzoek van Hardin en Higgins (1996, aangehaald in Stavrova et al., 2016) suggereert dat wanneer subjectieve overtuigingen met de sociale groep worden gedeeld, dit ervaren kan worden als een objectieve waarheid. Een gedeelde werkelijkheid kan dus bereikt worden door interacties aan te gaan met mensen met gedeelde overtuigingen.
Jost et al. (2007) onderschrijven dat een gedeelde werkelijkheid beschermd wordt om zowel sociale relaties als een ordelijk en voorspelbaar wereldbeeld te onderhouden. Dit wordt gedaan door attitudes en evaluaties van het zelf in lijn te brengen met de perspectieven van relevante anderen. Het ook mogelijk dat men attitudes en evaluaties afzet tegen groepen die afwijken of afstand hebben van de relevante groep. Dit kan er toe leiden dat er afstand wordt genomen van de andere sociale groep (Sinclair, Huntsinger, Skorinko & Hardin, 2005). Jost et al. (2007) concluderen hieruit dat attitudes sociaal worden afgesteld om in een relationele en epistemische behoefte te voorzien die een gedeelde werkelijkheid biedt.
Uit deze beschouwing blijkt dat interpersoonlijke processen een belangrijke rol spelen in het navigeren van de sociale wereld. Op dit moment is er echter nog geen onderzoek gedaan naar de rol van interpersoonlijke processen in de onderliggende mechanismen van de CCT. Om deze reden wordt in de huidige studie onderzocht wat de rol van een gedeelde werkelijkheid is bij de
relatie tussen persoonlijke controle en compensatoire controle. De vraag hierbij is of het proces van compensatoire controle bij een gebrek aan persoonlijke controle anders is wanneer
geaffirmeerd wordt met een gedeelde werkelijkheid dan wanneer geaffirmeerd wordt met een niet gedeelde werkelijkheid. Wanneer blijkt dat compensatoire controle sterker is wanneer dit wordt gedaan aan de hand van een gedeelde werkelijkheid (versus niet gedeeld) kan dit
betekenen dat sociale processen een faciliterende rol spelen in de relatie tussen controlegebrek en compensatoire controle.
In de huidige studie werd de rol van een gedeelde werkelijkheid in de relatie tussen persoonlijke controle en compensatoire controle onderzocht door de mate van bijgeloof te meten. Bijgeloof is geïdentificeerd als compensatoir systeem wat geaffirmeerd wordt bij een gebrek aan persoonlijke controle (Greenaway et al., 2013; Stavrova & Meckel, 2016; Whitson & Galinsky, 2008). Om te kunnen controleren of compensatoire controle optreedt, werd persoonlijke controle gemanipuleerd (laag versus hoog; Kay et al,. 2008). Aansluitend op voorgaand onderzoek werd in de huidige studie verwacht dat controlegebrek leidde tot een hogere mate van bijgeloof in tegenstelling tot respondenten met hoge persoonlijke controle die geen aanleiding hebben voor compensatoire controle.
Daarnaast werd in deze studie een gedeelde werkelijkheid gemanipuleerd. Dit was een belangrijk verschil met de studie van Stavrova et al. (2016) waarin een gedeelde werkelijkheid alleen gemeten werd. Een gedeelde werkelijkheid werd gemanipuleerd door bijgeloof te kenmerken als een gedeelde overtuiging binnen een sociaal relevante – of sociaal afstandelijke groep. Ook was er een groep respondenten die geen groepsgerelateerde informatie over bijgeloof kreeg aangeboden. Een gedeelde werkelijkheid wordt gebruikt om de wereld als ordelijk en voorspelbaar waar te nemen (Echterhoff, Higgins & Levine, 2009). Wanneer men
controlegebrek ervaart wordt dit bedreigd en zal men proberen deze controle te herstellen (Kay et al., 2008). Gezien een gedeelde werkelijkheid hier mogelijk een faciliterende rol in speelt, werd in de huidige studie verwacht dat wanneer controlegebrek gecompenseerd werd met een
gedeelde werkelijkheid, dit leidde tot een hogere mate van bijgeloof vergeleken met respondenten die geen gedeelde werkelijkheid ervoeren.
Methode Deelnemers
Voor dit onderzoek werden respondenten geworven via het online lab van de Universiteit van Amsterdam (uva.lab.nl). Respondenten werden op basis van willekeur ingedeeld in één van de vier condities zoals weergegeven in Tabel 1. Uit een poweranalyse bleek dat een
steekproeftrekking van 280 respondenten nodig was om de gewenste statistische kracht te bereiken (input: r = .25, α = 0.05, power = 0.95; Faul, Erdfelder, Lang & Buchner, 2009). Respondenten (N = 256) ontvingen voor deelname aan het onderzoek een half proefpersoonpunt. Alle respondenten waren studenten afkomstig van de Universiteit van Amsterdam en hadden een gemiddelde leeftijd van ruim 20 jaar (M = 20.46), hiervan waren 54 respondenten mannelijk en 202 vrouwelijk. Voor dit onderzoek werd geen screening uitgevoerd, wel werd in het onderzoek gevraagd naar enkele demografische variabelen die exploratief werden onderzocht zoals
geslacht, leeftijd en religiositeit. Ook werd gecontroleerd of respondenten student waren omdat groepslidmaatschap een belangrijke variabele was in de manipulatie van een gedeelde
werkelijkheid. Tabel 1
Weergave van de vier condities met de verdeling van respondenten (N) over de condities.
Conditie N
Hoge persoonlijke controle zonder toekenningᵃ (neutraal) 64 Lage persoonlijke controle zonder toekenningᵃ (neutraal) 70 Lage persoonlijke controle met toekenningᵃ aan een relevante groep 59 Lage persoonlijke controle met toekenningᵃ aan een afstandelijke groep conditie 63
Noot: ᵃ De toekenning van bijgeloof als gedeelde werkelijkheid.
Materialen
Persoonlijke controle. Ervaren persoonlijke controle werd gemanipuleerd met een geheugentaak zoals gebruikt door Kay et al. (2008). Dit werd gedaan door respondenten te
vragen een gebeurtenis te omschrijven waarin zij totale controle of geen controle hadden. De instructie bij deze taak was als volgt: ‘Probeer eens na te denken over een vervelende
gebeurtenis of situatie die jou in de laatste maanden of jaren is overkomen, waar je zelf totale controle/geen controle over had. Kun je een situatie of gebeurtenis herinneren?’ Vervolgens
werd gevraagd deze gebeurtenis in 50 tot 100 woorden te beschrijven. Hierbij werd gevraagd ‘Wat gebeurde er, hoe voelde je je toen?’.
Na het opschrijven van deze gebeurtenis werd gevraagd drie redenen te noemen waarom men de toekomst zelf in de hand heeft, of juist niet te voorspellen is. Een voorbeeld van de instructie van deze taak bij de hoge controle conditie was als volgt: ‘Probeer eens na te denken
over het gegeven dat je zelf controle hebt over je leven. In je leven komt er van alles op je pad en als mens ben je in staat om overwegingen te maken en beslissingen te nemen. Zo kan je kiezen om bepaalde situaties te vermijden en andere situaties juist op te zoeken. De toekomst heb je zelf in de hand’. Hierbij werd vervolgens de vraag gesteld: ‘Denk hier eens over na en noem dan 3 redenen om aan te nemen dat je de toekomst zelf in de hand hebt’.
Manipulatiecontrole. Om te controleren of de manipulatie van persoonlijke controle slaagde werden drie controlevragen gesteld. Een voorbeeld van een controlevraag is: ‘Zou je
zeggen dat je de acteur in, of de regisseur van je eigen leven bent?’. Hierbij werd gebruik
gemaakt van een 7-punt Likertschaal variërend van 1 (‘acteur’) tot en met 7 (‘regisseur’). Hierbij werden de gemiddelde scores op de drie items afzonderlijk vergeleken over de condities. Een hoge score geeft de indicatie van veel persoonlijke controle, waar een lage score de indicatie van weinig persoonlijke controle geeft.
Gedeelde werkelijkheid. Een gedeelde werkelijkheid werd gemanipuleerd door fictieve informatie over de prevalentie van bijgeloof bij een bepaalde groep (sociaal relevante groep versus sociaal afstandelijke groep) aan te bieden. Daarnaast werd er ook een neutrale conditie aangeboden waar geen informatie over groepskenmerken werd aangeboden. De fictieve informatie werd verwerkt in de instructie voor het blok met de RPBS en de SBQ. De instructie
bij deze taak was als volgt: ‘We willen je nu vragen om een aantal vragen in te vullen over
bijgeloof. Uit onderzoek is gebleken dat de meerderheid van de Nederlandse studenten/Noord-Afrikaanse immigranten gebruik maakt van rituelen en verschillende soorten bijgeloof heeft. Naar aanleiding van deze bevindingen wordt hier in deze studie verder onderzoek naar gedaan. Wij willen je hierbij verzoeken de vragenlijst zo eerlijk mogelijk in te vullen’.
Revised Paranormal Belief Scale. Om de mate van bijgelovige overtuigingen te meten werd gebruik gemaakt van de Revised Paranormal Belief Scale (RPBS; Tobacyk, 2004). De RPBS is een 26-item schaal die uit zeven subschalen bestaat; Traditioneel Religieus Geloof, Geloof in Psi, Hekserij, Bijgeloof, Spiritualiteit, Buitengewone Levensvormen en Precognitie. Items in de RPBS werden gepresenteerd als stellingen, antwoorden werden gescoord met een 7-punt Likertschaal variërend van 1 (‘Zeer mee oneens’) tot 7 (‘Zeer mee eens’), waarbij het midden van de schaal (4) staat voor ‘Noch mee eens of oneens’. Voorbeelden van items zijn; ‘Zwarte katten brengen ongeluk’, ‘Sommige mensen kunnen de toekomst voorspellen’ en ‘Zwarte
magie bestaat echt’. Voor de interpretatie van de RPBS werd het gemiddelde van de individuele
items genomen, hierbij geldt 1 als een minimale score op Bijgeloof waar 7 geldt als een maximale score. De RPBS heeft een hoge betrouwbaarheid op de volledige schaal, α = .92 (Tobacyk, 2004).
Omdat dit onderzoek de mate van bijgeloof beoogde te meten werden niet relevant geachte subschalen buiten het onderzoek gelaten. Religie en Bijgeloof zijn twee aparte constructen, om deze reden werd Traditioneel Religieus Geloof buiten het onderzoek gelaten (Saucier & Skrzypińska, 2006). Daarnaast werd er voor gekozen Geloof in Buitengewone Levensvormen niet op te nemen als subschaal in de RPBS. Bijgeloof is een moeilijk definieerbaar construct en werd door Tobacyk en Milford (1983) zo breed mogelijk geoperationaliseerd. In dit onderzoek werd Geloof in Buitengewone Levensvormen (zoals buitenaards leven) als minder relevant geacht. Daarnaast was het wenselijk om het aantal items
van de RPBS te beperken om een mogelijk verveling- of extinctie effect tegen te gaan (Field, 2013). De uiteindelijke RPBS die gebruikt werd bevatte 19 items met vijf subschalen.
Superstitious Belief Questionnaire. Ook werd gebruik gemaakt van de Superstitious
Belief Questionnaire (SBQ) om de mate van bijgelovige gedragingen te meten (Wiseman &
Watt, 2004). De SBQ is een 6-item schaal waarmee zowel positief als negatief bijgeloof werd gemeten. Items werden gepresenteerd als stellingen en gescoord met een 7-punt Likertschaal variërend van 1 (‘Zeker wel’) tot 7 (‘Zeker niet’) waarbij 4 werd aangeduid als ‘Neutraal’. Scores werden voor beide subschalen afzonderlijk berekend door het gemiddelde van de drie items te nemen. Een voorbeeld van een item uit de subschaal positief bijgeloof is: ‘Zou je
angstig zijn als je een spiegel breekt, omdat het geassocieerd wordt met ongeluk?’. Een
voorbeeld uit de subschaal positief bijgeloof is: ‘Draag je wel eens een geluksamulet?’. Beide subschalen hebben een hoge betrouwbaarheid: voor positief bijgeloof, α = .84 en voor negatief bijgeloof, α = .83 ( Swami, Pietschnig, Stieger & Voracek, 2011).
Instructional Manipulation Check. Oppenheimer, Meyvis en Davidenko (2009) stellen dat niet alle respondenten instructies lezen. In de huidige studie was dit essentieel gezien de manipulatie van een gedeelde werkelijkheid in de instructie van een taak verwerkt zit. Om te controleren of respondenten instructies lazen werd er gebruik gemaakt van de Instructional
manipulation check (IMC; Oppenheimer et al., 2009). De IMC is een item dat aansluit bij het
format van de bestaande vragenlijst. Dit item checkt of een instructie juist wordt opgevolgd. In deze studie werd daarom een item ingevoegd die de instructie gaf om geen antwoord te
selecteren bij de betreffende vraag: ‘Bij deze reeks antwoordmogelijkheden wordt u verzocht
geen antwoord te selecteren, u kunt bij de volgende vraag de vragenlijst vervolgen’. De
antwoordmogelijkheden voor deze vraag varieerden van 1 (‘Zeer mee oneens’) tot 7 (‘Zeer mee
eens’) maar dient dus niet ingevuld te worden. Door respondenten die hier toch een antwoord
invullen uit de dataset te verwijderen is het mogelijk om de betrouwbaarheid van de vragenlijst te verhogen (Oppenheimer et al., 2009).
Religiositeit. Religiositeit werd gecheckt met twee items waarbij ten eerste een gesloten vraag werd gesteld: ‘Geloof je in een God of een hogere macht?’. Hierop kon met ‘ja’ of ‘nee’ geantwoord worden. Wanneer deze vraag met ‘ja’ werd beantwoord werd een vervolgvraag gesteld ‘Indien je gelovig bent, welke religie hang je aan?’. Mogelijke antwoorden hiervoor waren; ‘Christendom’, ‘Islam’, ‘Jodendom’, ‘Boeddhisme’ of een leeg tekstvlak voor ‘anders’.
Politieke Voorkeur. Politieke voorkeur werd gecheckt met drie items waarbij ten eerste middels twee items werd gevraagd naar politieke oriëntatie en vooruitstrevendheid: ‘Mijn
politieke voorkeur is te omschrijven als…’. Antwoorden werden gescoord aan de hand van een
7-punt Likertschaal variërend van 1 (‘conservatief’ en ‘rechts) tot 7 (‘progressief’ en ‘links). Bij het derde item werd gevraagd voor welke politieke partij de respondent een voorkeur heeft.
Demografische gegevens. Demografische gegevens werden opgevraagd middels items over sekse (‘man’, ‘vrouw’ of ‘anders’), leeftijd en hoogst voltooide opleiding (‘geen’, ‘lagere
school’, ‘MBO’, ‘HBO’, ‘VWO’ of ‘anders’. Daarnaast werd gevraagd of de respondent student
was en in welk studiejaar de student zich bevond. Ook werd gevraagd in hoeverre de respondent bekend is met precognitie: ‘In hoeverre ben je bekend met het fenomeen precognitie?’. Hierbij werd gebruik gemaakt van een 7-punt Likertschaal variërend van 1 (‘totaal niet bekend’) tot 7 (‘heel erg bekend’).
Procedure
Alvorens deelname aan het onderzoek werden respondenten middels een
informatiebrochure geïnformeerd over de gang van zaken tijdens het onderzoek en het doel van het onderzoek. Vervolgens werd een toestemmingsverklaring aangeboden. Wanneer
respondenten er voor kozen om deel te nemen aan het onderzoek werden zij willekeurig ingedeeld in één van de vier condities. Nadat de respondenten aan een conditie werden toegekend kregen zij ten eerste een geheugentaak aangeboden waarmee ervaren persoonlijke controle werd gemanipuleerd (hoog versus laag; Kay et al., 2008). Bij deze geheugentaak werd de respondenten gevraagd een situatie te omschrijven waarin zij wel controle of geen controle hadden. Vervolgens werd respondenten gevraagd drie redenen te noemen waarom de toekomst
voorspelbaar of onvoorspelbaar is. Om te controleren of de manipulatie van persoonlijke controle geslaagd was, werd respondenten gevraagd nog eens terug te denken aan de omschreven situatie en vervolgens drie vragen over persoonlijke controle te beantwoorden.
In het volgende blok werd respondenten gevraagd om de RPBS en de SBQ in te vullen. Op basis van de willekeurige indeling kregen respondenten een instructie van de RPBS en de SBQ met een; (1) gedeelde werkelijkheid; (2) niet gedeelde werkelijkheid of; (3) neutrale tekst. In deze instructie werd bijgeloof als groepskenmerk toegekend aan een sociaal relevante groep of een sociaal afstandelijke groep, of vond er geen toekenning aan een groep plaats (neutrale tekst). Om te verzekeren dat respondenten deze instructie lazen werd er een timer geplaatst. Hierdoor konden respondenten na 10 seconden selecteren om door te gaan naar het volgende onderdeel. Vervolgens konden de respondenten de RBPS en de SBQ invullen. Deze
vragenlijsten werden counterbalanced aangeboden om een systeemeffect te voorkomen (Field, 2013). Hierna werd de respondenten gevraagd om demografische gegevens in te vullen en werd religiositeit en politieke voorkeur gemeten. Voor alle vragen in het onderzoek werd een forced
respons ingesteld om te verzekeren dat respondenten dat de vragenlijst volledig invulden. Ten
slotte werd een debriefing aangeboden waarin uitgelegd werd wat het werkelijke doel van het onderzoek was. Hierbij werden de contactgegevens van de onderzoekers aangeboden voor verdere informatie, opmerkingen of vragen.
Resultaten
Aan dit onderzoek werd deelgenomen door 329 respondenten. Hiervan hadden 47
respondenten de online vragenlijst niet volledig ingevuld of vroegtijdig verlaten. Daarnaast bleek bij het controleren van de IMC dat 26 respondenten bij dit item een respons hadden ingevoerd. Dit suggereert dat deze respondenten de instructies niet goed opvolgden. Om deze reden werden deze respondenten uitgesloten van de verdere analyse. Daarnaast bleek uit de uitbijteranalyse dat er geen extreme waarden in de dataset voorkwamen. De steekproefgrootte bedroeg hierdoor uiteindelijk 256 respondenten.
Tabel 2 laat een overzicht zien van de bivariate correlaties van de variabelen die bestudeerd werden in dit onderzoek. Ten eerste was het opvallend dat er geen significante correlaties waren tussen de condities en de overige variabelen (p > .005). De afhankelijke variabelen lieten wel onderlinge correlatie zien. Beide subschalen van de SBQ correleerden onderling sterk positief met elkaar (r = .36, p < .01). Daarnaast correleerde beide subschalen van de SBQ met de RPBS, hoewel de positieve subschaal een sterkere positieve correlatie laat zien (r = .42, p < .01) dan de negatieve subschaal (r = .21, p < .01).
Bij de exploratieve variabelen was het opvallend dat religiositeit sterk positief
correleerde met de RPBS (r = .36, p < .01), maar in mindere mate positief correleerde met de positief bijgeloof schaal van de SBQ (r = .15, p < .01) en helemaal niet correleerde met de negatief bijgeloof schaal (r = -.01, p > .982). Dit liet zien dat gelovigen een sterkere mate van bijgeloof hadden dan niet-gelovigen, maar niet meer negatieve handelingen met betrekking tot bijgeloof verrichtte dan niet-gelovigen. Een andere opvallende negatieve correlatie was tussen geslacht en de negatief bijgeloof schaal van de SBQ (r = -.25, p < .01). Dit liet zien dat mannen minder handeling verrichtte met betrekking tot negatief bijgeloof dan vrouwen. Tot slot was er een sterke positieve correlatie tussen politieke oriëntatie en – vooruitstrevendheid (r = .49, p < .01). Dit liet zien dat links georiënteerden in sterke mate progressief zijn, en rechts
Tabel 2
Correlatiematrix (N = 256) met gemiddelde (M) en standaarddeviaties (SD).
Variabele 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1. Conditie – 2. RPBS -.05 – 3. SBQ pos .05 .42** – 4. SBQ neg .09 .21** .36** – 5. Geslachtᵃ -.06 -.07 -.07 -.25** – 6. Leeftijd -.06 -.02 .02 -.01 .14* – 7. Religieusᵇ .01 .36** .15* .01 .15* .01 – 8. Politiek 1 -.01 .00 -.08 -02 -.08 .02 .01 – 9. Politiek 2 -.09 -.06 -.13* -.05 -.08 .09 .13* .49** – M 2.47 1.92 2.41 4.13 .21 20.46 .23 2.91 5.34 SD 1.12 .85 1.31 1.71 .41 2.70 .42 1.48 1.27
Noot: ᵃ Geslacht: 0 = vrouw, 1 = man. ᵇ Religieus: 0 = nee, 1 = ja. ‘Politiek 1’ refereert aan
politieke oriëntatie en ‘Politiek 2’ refereert aan politieke vooruitstrevendheid. * p < .05. **: p < .01.
Om te controleren of de manipulatie van persoonlijke controle was geslaagd werden drie afzonderlijke analyses van variantie (One-way Anova) uitgevoerd. Hierbij werden de gemiddelde scores op de drie manipulatiecontrole items als afhankelijke variabele vergeleken op de vier verschillende condities (onafhankelijke variabele). Ten eerste werd met de Shapiro-Wilk test gecontroleerd voor de aanname van normaliteit. Deze aanname bleek voor alle drie de items over alle vier de condities geschonden (p < .005). Echter, bleek dat een One-way Anova bij een
schending voor deze aanname als robuust word gezien wanneer een steekproefgrootte van 25 respondenten per conditie is bereikt (Schmider, Ziegler, Danay, Beyer & Bünher, 2010; Field, 2013). Om deze reden werd gekozen om parametrisch te toetsen. Vervolgens werd met de
Levene’s test gecontroleerd voor de aanname van gelijkheid van variantie. Hier bleek dat het
eerste en derde item van de manipulatiecontrole niet hadden voldaan aan deze aanname (F(3, 252) = 2.09, p = 0.102 en F(3, 252) = .72, p = .511). Het tweede item voldeed wel aan de aanname van gelijkheid van variantie over de condities (F(3, 252) = .72, p = .036). Om deze reden werd bij de geschonden items naar de non-parametrische Welch’s test gekeken. Deze statistische test corrigeert voor de schending van homogeniteit van variantie (Field, 2013).
Uit de resultaten van de afzonderlijke variantie analyses bleek er een significant
hoofdeffect van conditie op alle drie de manipulatiecontrole items te zijn. Item 1; F(3, 137,78) = 72.33, p < .001, Item 2; (F(3, 252) = 6.22, p = .001 en Item 3 F(3, 138,25) = 5.62, p = .001. Om te controleren of de manipulatie van controle geslaagd was werden middels post-hoc tests (LSD) contrasten geanalyseerd. Hierbij werd gecontroleerd of er een significant verschil was tussen de conditie met hoge persoonlijke controle en de drie condities met lage persoonlijke controle, over de overall score van de manipulatiecontrole items. Uit de post-hoc tests bleek dat alle drie de manipulatiecontrole items bij de hoge controle conditie significant verschilde met de lage controle condities. Zie Tabel 3 voor een overzicht van de resultaten van de post-hoc tests. Deze resultaten laten zien dat de manipulatie van controle geslaagd was.
Tabel 3
Post-hoc contrasten van de manipulatiecontrole items met de gemiddelde score en de standaarddeviaties (tussen haakjes).
Conditie Controle/ neutraal Controlegebrek/ neutraal Controlegebrek/ relevante groep Controlegebrek/ afstandelijke groep Item 1 4.92 (1.56) 1.91 (1.04)*** 1.75 (.95)*** 1.84 (1.23)*** Item 2 2.22 (1.22) 1.50 (.72)*** 1.66 (1.06)** 1.76 (1.03)* Item 3 5.11 (1.34) 4.31 (1.22)*** 4.32 (1.38)*** 4.35 (1.15)***
Noot: Het getoetste contrast is tussen de hoge controle conditie versus de overige condities met
Om de hoofdanalyses te kunnen toetsen werd eerst de validiteit en betrouwbaarheid van de gebruikte schalen (RPBS en SBQ) gecontroleerd middels een Principale Componenten
Analyse (PCA) en een betrouwbaarheidsanalyse. Een PCA (Varimax rotatie) werd uitgevoerd op
de 19-item RPBS. Ten eerste gaf de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) statistiek aan dat de
steekproefgrootte voor de analyse ruim voldeed, KMO = .88. Daarnaast bleek dat de KMO voor individuele items ruim boven het minimum van .5 was, KMO > .81. Uit de initiële PCA kwamen vier factoren naar voren met een eigenwaarde boven de Kaiser’s Criterium van boven de 1. (Field, 2013). Deze vier factoren verklaarden samen 63.02% van de variantie. Op basis van de
scree plot bleek echter dat er één duidelijke factor naar voren kwam met eigenwaarde van boven
de 7. Dit werd bevestigd in de matrix van geroteerde factorladingen waar het eerste factor op 17 items een factorlading van >.20 had. Om deze reden werd gekozen uit de PCA één factor te abstraheren die de RPBS representeerde als geheel. Item 13 en 16 werden niet meegenomen in de verdere analyse omdat deze onvoldoende correlatie hadden met deze factor. Zie Tabel 4 voor een overzicht van de geroteerde factorladingen. Om te controleren of het factor dat voortkwam uit de PCA met betrouwbare consistentie hetzelfde construct mat, werd een
betrouwbaarheidsanalyse uitgevoerd. Uit deze analyse bleek dat dit 17-item factor een hoge betrouwbaarheid had van α = .91. (Field, 2013).
Tabel 4
Matrix van geroteerde factorladingen (Varimax) van de RPBS.
Factor 1 Factor 2 Factor 3 Factor 4 1. Sommige mensen zijn in staat om objecten te laten
zweven door mentale krachten.
.233 .791
2. Zwarte magie bestaat echt. .316 .713
3. Zwarte katten brengen ongeluk. .815
4. De geest of de ziel kan het lichaam ontstijgen en reizen (astrale projectie).
.636 .398
5. Astrologie is een manier om nauwkeurig de toekomst te voorspellen.
.572 .390
6. Psychokinese – d.w.z. het bewegen van objecten door psychische vermogens – bestaat echt.
.204 .794
7. Heksen bestaan echt. .253 .499 .281 .458
8. Als je een spiegel breekt, brengt dit ongeluk. .818
9. Tijdens veranderde bewustzijnstoestanden, zoals slaap of trance, kan de geest het lichaam verlaten.
.600 .360
10. Een horoscoop kan iemands toekomst voorspellen. .521 .437 11. De gedachten van een persoon kunnen de bewegingen
van een fysiek object beïnvloeden.
.248 .760
12. Door het gebruik van formules en bezweringen is het mogelijk om een vloek uit te spreken over personen.
.230 .651 .297
14. Reïncarnatie komt voor. .710
15. Sommige mensen kunnen de toekomst voorspellen. .811
16. Het is niet mogelijk om iemands gedachten te lezen. .664
17. Er bestaan gevallen van hekserij. .229 .566 .516
18. Het is mogelijk om met de doden te communiceren. .743 .236 19. Sommige mensen hebben de onverklaarbare gave om de
toekomst te voorspellen.
.783 .252
Ook werd een PCA (Varimax rotatie) uitgevoerd op de 6-item SBQ. De KMO statistiek liet zien dat de steekproefgrootte voor de analyse ruim voldeed, KMO = .73. Ook bleek de KMO statistiek voor individuele items ruim boven het minimum van .5 was, KMO > .68. Uit de PCA kwamen zoals verwacht twee factoren naar voren die samen 59.46% van de variantie
verklaarden. Op basis van de scree plot werd dit bevestigd. Uit de PCA van de SBQ werden zodoende twee factoren geabstraheerd die overeen kwamen met de negatief bijgeloof schaal (n = 3) en de positief bijgeloof schaal (n = 3). Zie Tabel 5 voor een overzicht van de geroteerde factorladingen van de SBQ. Uit de betrouwbaarheidsanalyse bleek dat de positief bijgeloof schaal een acceptabele betrouwbaarheid had met α = .68 (Field, 2013). Daarentegen had de negatief bijgeloof schaal een relatief lage betrouwbaarheid, α = .57. Uit de analyse bleek dat het verwijderen van item zes leidde tot een acceptabele betrouwbaarheid van α = .68. Om deze reden werd item zes niet opgenomen in het construct.
Tabel 5
Matrix van geroteerde factorladingen (Varimax) van de SBQ.
Factor 1
Factor 2 1. Ben je ooit van je pad afgeweken om niet onder een ladder door
te lopen omdat dit geassocieerd wordt met ongeluk?
.751
2. Zou je angstig zijn om een spiegel te breken omdat gedacht wordt dat dit ongeluk brengt?
.830
3. Ben je bijgelovig met betrekking tot nummer 13? .772
4. Zeg je ‘vingers gekruist’ of kruis je daadwerkelijk je vingers? .818
5. Zeg je ‘afkloppen op hout’ of klop je daadwerkelijk af op hout? .788
6. Draag je wel eens een geluksbrenger? .530
Om de hypotheses te toetsen werd ten eerste een analyse van variantie (One-way Anova) uitgevoerd. Hierbij werden de vier condities als onafhankelijke variabele ingevoerd en werd de RPBS als afhankelijke variabele ingevoerd. Voor de aanname van normaliteit werd niet
gecontroleerd omdat bleek dat de steekproefgrootte van het huidige onderzoek voldoende groot was om robuust te zijn voor deze schending (Schmider et al., 2010; Field, 2013). Uit de
resultaten van de Levene’s test bleek dat de aanname van gelijke variantie geschonden was, F(3, 252) =6.18, p < .001. Om deze reden werd de correctie van de Welch’s test toegepast. De
resultaten lieten zien dat er geen significant hoofdeffect van conditie op de score van de RPBS was; F(3, 136,22) = 1.27, p < .286. Dit was niet in lijn met de verwachting dat bijgeloof zou toenemen in de condities met controlegebrek ten opzichte van de conditie met hoge persoonlijke controle. Zie Tabel 6 voor een overzicht van de gemiddelde scores op de RPBS over de vier condities.
Tabel 6
Gemiddelde scores en de standaarddeviatie (tussen haakjes) van de RPBS en de negatief – en positief bijgeloof schalen van de SQB, over de vier condities.
Conditie Controle/ neutraal Controlegebrek/ neutraal Controlegebrek/ relevante groep Controlegebrek/ afstandelijke groep RPBS 2.06 (1.05) 1.80 (.69) 2.00 (.90) 1.85 (.72) SBQ positief 2.41 (1.39) 2.24 (1.08) 2.47 (1.52) 2.54 (1.26) SBQ negatief 3.75 (1.92) 4.27 (1.69) 4.31 (1.68) 4.21 (1.51)
Ten tweede werd er een multivariate analyse van variantie (Manova) uitgevoerd op de gemiddelde score van de twee subschalen (positief – en negatief bijgeloof) van de SBQ over de condities. Omdat de multivariate analyse van variantie minder robuust is werd ten eerste met de
Shapiro-Wilk test gecontroleerd voor de aanname van normaliteit. Deze aanname werd voor
daarnaast gecontroleerd of er een lineair verband was tussen de condities en de afhankelijke variabele, dit bleek zo te zijn. Ook werd gecontroleerd voor multicollineariteit door te
controleren of er een correlatie was tussen beide afhankelijke variabelen. Uit de Pearson’s test bleek dat er een matig positieve correlatie was tussen de twee afhankelijke variabelen, r = .36, p < .01. Hieruit kon geconcludeerd worden dat de aanname van multicollineariteit niet was
geschonden. Tot slot werd met de Box’s test gecontroleerd voor de gelijkheid van covariantie matrices. Uit de resultaten bleek dat de matrices niet significant van elkaar verschilden, F(9, 687343.150) = 1.76, p = .072. Omdat niet aan alle aannames werd voldaan werd gekozen voor de Pillai’s Trace statistiek gezien deze robuuster is wanneer aannames van de Manova zijn geschonden (Field, 2013). De resultaten lieten zien dat er geen significant hoofdeffect van
condities op de afhankelijke variabelen waren, V = .03, F(6, 504) = 1.23, p = .289. Dit bleek ook uit de univariate tests van het effect van conditie op positief bijgeloof, F(3, 252) = .62, p < .603 en negatief bijgeloof, F(3, 252) = 1.49, p < .218. Dit was niet in lijn met de verwachtingen. Zie Tabel 6 voor een overzicht van de gemiddelde scores op de twee subschalen (negatief – en positief bijgeloof) van de SBQ over de vier condities.
Ter exploratie werd geanalyseerd of Religie, Geslacht en Leeftijd een rol speelden in het effect van de condities op bijgeloof. Dit werd gedaan door de hoofdanalyses nogmaals uit te voeren met Religie, Geslacht en Leeftijd als covariaat. Zo werd een analyse van covariantie (ANCOVA) uitgevoerd met de gemiddelde score van de RPBS als afhankelijke variabele en de condities als onafhankelijke variabelen. Ten eerste werd ter aanvulling gecontroleerd voor de schending van homogeniteit van regressiehellingen. Uit de analyse bleek dat de regressiehelling van zowel Geslacht als Religie significant verschilde over de condities (p < .05) en dus deze aanname schonden. Voor de covariaat Leeftijd werd wel voldaan aan de aanname van homogeniteit van regressiehellingen (p = .885). Om deze reden moest er met enige
terughoudendheid gekeken worden naar de resultaten van deze Ancova (Field, 2013). Uit de resultaten bleek dat er geen significant hoofdeffect van de condities op de score van de RPBS
was, wanneer er gecontroleerd werd voor Geslacht, Leeftijd en Religie, F(3, 255) = 1.52, p = .211). Daarentegen bleek dat Religie significant gerelateerd was aan de score van de RPBS; F(1, 249) = 40.96, p < .001. Geplande contrasten lieten zien dat gelovigen meer bijgelovige
overtuigingen hebben dan niet-gelovigen, t(249) = 6.40, p < .001, r = .76. Ook bleek dat Geslacht significant samenhing met de score van de RPBS, F(1, 249) = 5.30, p = .022. Hier lieten de contrasten zien dat mannen minder bijgelovige overtuigingen hadden , t(249) = .61, p < .022, r = -.29. Leeftijd bleek niet gerelateerd te zijn aan de score op de RPBS, F(1, 249) = .377,
p = .540.
Ook werd er een multivariate analyse van covariantie (Mancova) uitgevoerd waarbij de gemiddelde scores op de subschalen (positief – en negatief bijgeloof) van de SBQ werden meegenomen als afhankelijke variabele, de conditie als de onafhankelijke variabele en Religie, Geslacht en Leeftijd als covariaat. Voor de Mancova gold dat de homogeniteit van
regressiehellingen voldaan was voor zowel Leeftijd en Religie (p > .5) maar voor Geslacht niet (p = .006). Daarnaast werd aan de assumptie van gelijkheid van covariantie matrices voldaan,
F(9, 687343.15) = 1.75, p = .072. Omdat de aanname van homogene regressiehellingen deels
niet voldaan was werd gekozen voor de robuustere Pillai’s Trace statistiek. Uit de hoofdanalyse bleek dat er geen significant hoofdeffect was van conditie op de gemiddelde scores van de subschalen van de SBQ wanneer gecontroleerd wordt voor Geslacht, Leeftijd en Religie, V = .02, F(6, 498) = .935, p = .470. Uit de overige resultaten bleek echter dat Religie significant samenhing met positief bijgeloof, F(1, 249) = 6.59, p < .011. Contrasten lieten zien dat
religiositeit significant bijdroeg aan de mate van positief bijgeloof, t(249) = 2.57, p = .011, r = .50. Daarnaast bleek uit de resultaten dat Geslacht significant samenhing met negatief bijgeloof,
F(1, 249) = 15.33, p < .001. Uit de contrasten bleek dat mannen significant minder handelingen
met betrekking tot negatief bijgeloof verrichtte in vergelijking met vrouwen, t(249) = -3.92, p < .001, r = -1.03. De overige covariaten waren niet significant gerelateerd aan de positief – of negatief bijgeloof schalen van de SBQ (p > .05).
Discussie
In deze studie werd de rol van een gedeelde werkelijkheid onderzocht in de relatie tussen persoonlijke en compensatoire controle. In lijn met voorgaande onderzoeken werd ten eerste verwacht dat men meer bijgeloof zou rapporteren wanneer sprake was van controlegebrek ten opzichte van hoge persoonlijke controle (Stavrova & Meckel, 2016; Whitson & Galinsky, 2008). Deze verwachting kwam niet uit. Dit suggereert dat er geen sprake was van compensatoire controle als gevolg van controlegebrek. Daarnaast werd verwacht dat compensatoire controle middels een gedeelde werkelijkheid zou leiden tot een hogere rapportage van bijgeloof ten opzichte van een niet gedeelde werkelijkheid. Dit zou betekenen dat een gedeelde werkelijkheid een faciliterende rol speelt in compensatoire controle. Ook deze verwachting kwam niet uit. Uit dit onderzoek bleek zodoende dat er geen compensatoire controle optrad en dat een gedeelde werkelijkheid niet leidde tot een hogere mate van compensatoire controle. Hieruit kan
geconcludeerd worden dat interpersoonlijke processen in CCT geen belangrijke rol spelen. Een belangrijke nuancering hierbij is echter dat er geen sprake was van compensatoire controle, hierdoor kan geen definitieve conclusie worden getrokken over de rol van sociale processen bij het proces van compensatoire controle.
Gezien er geen compensatoire controle optrad is het opvallend dat uit de resultaten bleek dat de manipulatie van persoonlijke controle geslaagd was. Dit suggereert dat er als gevolg van de manipulatie controleverlies optrad. In het huidige onderzoek werd de manipulatie en de manipulatiecontrole opgevolgd van Kay et al. (2008). In hun onderzoek werd middels een aparte steekproef gecontroleerd of de gebruikte manipulatie slaagde. Hieruit bleek dat persoonlijke controle met succes beïnvloed werd en daarnaast gerelateerde constructen zoals zelfvertrouwen en stemming niet beïnvloed werden door de manipulatie (Kay et al., 2008). Hiermee lieten zij zien dat persoonlijke controle met succes gemanipuleerd werd.
Een mogelijke verklaring voor het uitblijven van compensatoire controle als gevolg van controlegebrek kan worden geboden vanuit de argumentatie dat bijgeloof als extern systeem onvoldoende orde en structuur biedt. Kay et al. (2008) stellen dat wanneer men controlegebrek
ervaart men gemotiveerd is om dit te herstellen om gevoelens van structuur en een voorspelbare wereld te herstellen. In deze studie laten Kay et al. (2008) zien dat een externe agent zoals een controlerende God geaffirmeerd wordt als bron van compensatoire controle, maar God als schepper niet. Zij verklaren dit verschil doordat een interveniërende God voorziet in de behoefte aan orde en voorspelbaarheid waar God als schepper hier niet in voorziet. Rutjens et al. (2010) bevestigen deze hypothese in hun studie waarin zij laten zien dat externe systemen die orde en structuur bieden worden verkozen boven externe systemen die dit niet bieden. Bijgeloof is een breed begrip en er bestaan uiteenlopende overtuigingen (Tobacyk & Milford, 1983). In het huidige onderzoek werd gekeken naar bijgelovige overtuigingen zoals geloof in psi (telepathie), precognitie, spiritualiteit, bijgeloof en hekserij. Gezien deze bijgelovige overtuigingen
uiteenlopen is het moeilijk om vast te stellen in welke mate bijgeloof orde en zekerheid biedt. Daarentegen kan wel gesteld worden dat doorgaans geen sprake is van een controlerende entiteit. Om deze reden is het mogelijk dat bijgelovige overtuigingen onvoldoende structuur en orde bieden om persoonlijk controlegebrek te herstellen. Een suggestie voor vervolgonderzoek is om een compensatoir systeem te bieden dat voldoende orde en structuur biedt om persoonlijke controle te herstellen. Rutjens et al. (2013) laten bijvoorbeeld zien dat gefaseerde
wetenschappelijke modellen de voorkeur genieten als compensatoire systeem ten opzichte van continu modellen, omdat deze meer orde en structuur bieden. Hiermee kan mogelijk aan de voorwaarde van orde en structuur voldaan worden.
Een andere verklaring voor het uitblijven van compensatoire controle kan worden gegeven vanuit de rol van religiositeit. Hoewel bij het controleren voor de exploratieve variabelen geen effect op bijgeloof werd gevonden, bleek dat religiositeit samenhing met bijgeloof. Uit de richting van dit verband bleek dat gelovigen meer bijgelovige overtuigingen hadden dan niet-gelovigen. Dit is in lijn met bevindingen van Bader, Baker & Molle (2012) die stellen dat religiositeit en paranormale overtuigingen samenhangen in een curve-lineair verband. In hun studie laten zij zien dat niet – en orthodox gelovigen geen paranormale overtuigingen
hebben, maar dat matig gelovigen wel paranormale overtuigingen hebben. Dit wordt verklaard doordat orthodox gelovigen paranormale overtuigingen afwijzen onder het mom van een strenge theologie, terwijl niet-gelovigen paranormale overtuigingen afwijzen als pseudowetenschap of bijgeloof (Bader et al., 2012). Hier zou vooral sprake van zijn wanneer religie of wetenschap geïnstitutionaliseerd is. Bader et al. (2012) stellen daarnaast dat matig gelovigen niet meer bijgelovige overtuigingen hebben, maar wel meer acceptatie hebben voor deze overtuigingen.
Deze bevindingen bieden een mogelijke verklaring voor het uitblijven van compensatoire controle na controlegebrek. Zo kan beargumenteerd worden dat de Universiteit van Amsterdam geldt als wetenschappelijk instituut waardoor bijgeloof als compensatoir systeem onvoldoende aansluit op de seculiere – en niet-religieuze overtuigingen van de steekproef: Nederlandse studenten aan de Universiteit van Amsterdam. Om deze reden is het aannemelijk dat bijgeloof als compensatoire systeem niet geaccepteerd werd waardoor er geen compensatoire controle plaatsvond. In de huidige studie werd religiositeit gemeten als binaire variabele waardoor geen definitieve uitspraak kon worden gedaan over de mate van religiositeit van deze steekproef. Een suggestie voor toekomstig onderzoek is daarom om religiositeit te meten als continu variabele zoals gedaan door Rutjens et al. (2010). Op deze wijze is het mogelijk om de rol van religiositeit in het proces van compensatoire controle te kunnen evalueren.
De bevindingen van Bader et al. (2012) verklaren mogelijk ook waarom bijgeloof in een voorgaande studie – in tegendeel tot de huidige studie – wel als compensatoire systeem werd geïdentificeerd. Zo werd bijgeloof geïdentificeerd als compensatoir systeem in de studie van Whitson en Galinsky (2008). In deze studie leidde emoties die gerelateerd waren aan gevoelens van onzekerheid tot een hogere mate van bijgelovige overtuigingen. Een belangrijk verschil met de huidige studie is echter dat dit onderzoek werd gedaan in de Verenigde Staten, waar geloof en spiritualiteit een belangrijke rol spelen in de samenleving (Powel, Shahabi & Thoresen, 2003). In lijn met de bevindingen van Bader et al. (2012) is het mogelijk dat de populatie in het onderzoek van Whitson en Galinsky (2008) een hogere mate van religiositeit heeft waardoor er meer
acceptatie is voor bijgelovige overtuigingen. Om deze reden is het mogelijk dat bij deze populatie bijgeloof als compensatoir systeem wel geaccepteerd werd.
Ook is het mogelijk een kanttekening te plaatsen bij de identificatie van bijgeloof als compensatoire systeem in de studie van Greenaway et al. (2013). In dit onderzoek naar
compensatoire controle werd geloof in precognitie onderzocht, waarbij dit werd geplaatst in een wetenschappelijke context. Respondenten kregen in deze studie een abstract te lezen van een empirisch artikel van Bem (2011) met de titel ‘Precognition exists, psychologists find’, of een abstract van een empirisch artikel van Wagemakers, Wetzels, Borsboom en van der Maas (2011) getiteld ‘Precognition does not exist, psychologists find’. Het artikel van Bem (2011) betoogt dat precognitie bestaat, waar het artikel van Wagemakers et al (2011) dit tegenspreekt en ontkracht. In het eerste geval werd geloof in precognitie dus gelegitimeerd vanuit een wetenschappelijke context. De resultaten van dit onderzoeken lieten zien dat wanneer werd gesteld dat precognitie bestaat, dit leidde tot een hogere mate van waargenomen persoonlijke controle (Greenaway et al., 2013). Hieruit werd geconcludeerd dat geloof in precognitie als compensatoire systeem functioneert. Een alternatieve verklaring hiervoor is dat geloof in precognitie was ingebed in een wetenschappelijk kader waardoor in werkelijkheid geloof in wetenschap als compensatoir systeem optrad. Dit zou in lijn zijn met recent onderzoek naar CCT waarin geloof in wetenschap werd geïdentificeerd als compensatoir systeem (Rutjens et al., 2010; Stavrova et al., 2016). Op basis van de bovengenoemde punten kan geconcludeerd worden dat er twijfel is over bijgeloof als compensatoir systeem en de condities waarin deze als zodanig functioneert.
Tot slot kan er een kanttekening worden geplaatst bij de operationalisatie van een gedeelde werkelijkheid. In de studie van Stavrova et al. (2016) werd Nederland aangeduid als een seculiere samenleving. Daarbij lieten zij zien dat seculiere overtuigingen – geloof in
technologische en wetenschappelijke vooruitgang – een sterker effect hebben op het herstel van persoonlijke controle dan religieuze overtuigingen. In dit kader is het opvallend dat het grootste deel van de respondenten in dit onderzoek aangaven atheïst te zijn. Daarnaast stellen Bader et al.
(2012) dat niet-gelovigen mindere bijgelovige overtuigingen hebben. Bijgeloof als gedeelde werkelijkheid kan dus als discutabel worden beschouwd in de sociaal-culturele context van de Nederlandse populatie.
In deze studie werd voor zover bekend voor het eerst gepoogd om een gedeelde
werkelijkheid te manipuleren. Gezien de steekproef bestond uit Nederlandse studenten werd dit gedaan door bijgeloof als groepskenmerk toe te schrijven aan een sociaal relevante (Nederlandse studenten) of sociaal afstandelijke groep (Noord-Afrikaanse immigranten). Deze manipulatie is niet eerder gebruikt en bovendien werd niet gecontroleerd of deze manipulatie slaagde. Het kan dus zijn dat deze manipulatie ontoereikend was in het manipuleren van bijgeloof als een
gedeelde werkelijkheid. Een suggestie voor vervolgonderzoek is om een compensatoir systeem te bieden dat passend is bij de sociaal-culturele context van het onderzoek. Dit kan bijvoorbeeld geloof in wetenschappelijke– en technologische vooruitgang zijn zoals Stavrova et al. (2016) lieten zien. Dit sluit aan op onderzoek dat uitgevoerd wordt in een sociaal-culturele context waarin seculiere overtuigingen prevalent zijn waardoor dit eerder als een gedeelde werkelijkheid wordt ervaren. Het blijft echter problematisch om een gedeelde werkelijkheid te manipuleren zodat het als niet gedeeld wordt waargenomen. Een suggestie hiervoor is om respondenten een betoog aan te bieden met kritiek op het compensatoire systeem afkomstig van een sociaal relevante groep. Hierin kunnen bijvoorbeeld misstanden beschreven worden zoals fraude in de wetenschap, de problematiek omtrent publicatiedruk of het recentelijk intrekken van een grote hoeveelheid publicaties. De kritiek afkomstig van een sociaal relevante groep kan mogelijk afbreuk doen aan de mate waarin een systeem als gedeeld wordt ervaren.
Het huidige onderzoek had als doel om de rol van een gedeelde werkelijkheid in het proces van compensatoire controle bij controlegebrek te onderzoeken. Dit onderzoek laat zien dat er geen compensatoire controle plaatsvindt na het ervaren controlegebrek bij het aanbieden van bijgeloof als compensatoire systeem. Vooralsnog blijkt hieruit dat een gedeelde
worden gesteld dat bijgeloof als compensatoir systeem enige beperkingen heeft en mogelijk niet geaccepteerd wordt als bron van compensatoire controle. Om deze reden kan vanuit het huidige onderzoek geen definitieve conclusie worden getrokken over de rol van een gedeelde
werkelijkheid in de relatie tussen persoonlijke – en compensatoire controle. Dit onderzoek biedt echter wel concrete aanknopingspunten voor vervolgonderzoek naar de rol van een gedeelde werkelijkheid in dit proces.
Literatuurlijst
Bader, C. D., Baker, J. O., & Molle, A. (2012). Countervailing forces: Religiosity and paranormal belief in Italy. Journal for the Scientific Study of Religion, 51(4), 705-720. Bem, D. J. (2011). Feeling the future: experimental evidence for anomalous retroactive
influences on cognition and affect. Journal of personality and social psychology, 100(3), 407.
Echterhoff, G., Higgins, E. T., & Levine, J. M. (2009). Shared reality experiencing commonality with others' inner states about the world. Perspectives on Psychological Science, 4(5), 496-521.
Faul, F., Erdfelder, E., Buchner, A., & Lang, A.-G. (2009). Statistical power analyses using G*Power 3.1: Tests for correlation and regression analyses. Behavior Research
Methods, 41, 1149-1160.
Field, A. (2013). Discovering Statistics Using IBM SPSS Statistics (4th edition). Los Angeles: Sage Publications Ltd.
Goode, C., Keefer, L. A., & Molina, L. E. (2014). A compensatory control account of meritocracy. Journal of Social and Political Psychology, 2(1), 313-334.
Greenaway, K. H., Louis, W. R., & Hornsey, M. J. (2013). Loss of control increases belief in precognition and belief in precognition increases control. PloS one, 8(8), e71327.
Jost, J. T., Ledgerwood, A., & Hardin, C. D. (2008). Shared reality, system justification, and the relational basis of ideological beliefs. Social and Personality Psychology Compass, 2(1), 171-186.
Kay, A. C., Gaucher, D., Napier, J. L., Callan, M. J., & Laurin, K. (2008). God and the government: testing a compensatory control mechanism for the support of external systems. Journal of personality and social psychology, 95(1), 18.
Kay, A. C., Moscovitch, D. A., & Laurin, K. (2010). Randomness, attributions of arousal, and belief in God. Psychological Science, 21(2), 216-218.
Keinan, G. (2002). The effects of stress and desire for control on superstitious behavior. Personality and Social Psychology Bulletin, 28(1), 102-108.
Landau, M. J., Kay, A. C., & Whitson, J. A. (2015). Compensatory control and the appeal of a structured world. Psychological Bulletin, 141, 694–722.
Oppenheimer, D. M., Meyvis, T., & Davidenko, N. (2009). Instructional manipulation checks: Detecting satisficing to increase statistical power. Journal of Experimental Social
Psychology, 45(4), 867-872.
Powell, L. H., Shahabi, L., & Thoresen, C. E. (2003). Religion and spirituality: Linkages to physical health. American psychologist, 58(1), 36-52.
Rutjens, B. T., & Kay, A. C. (2017). Compensatory Control Theory and the psychological
importance of perceiving order (2017). In M. Bukowski, I. Fritsche, A. Guinote, & M.
Kofta (Eds.), Current Issues in Social Psychology – Coping with lack of control in a social world (pp. 83-97). New York: Routledge.
Rutjens, B. T., van der Pligt, J., & van Harreveld, F. (2010). Deus or Darwin: Randomness and belief in theories about the origin of life. Journal of Experimental Social Psychology, 46, 1078-1080.
Rutjens, B. T., van Harreveld, F., & van der Pligt, J. (2013). Step by step: Finding compensatory order in science. Current Directions in Psychological Science, 22, 250-255.
Saucier, G., & Skrzypińska, K. (2006). Spiritual but not religious? Evidence for two independent dispositions. Journal of personality, 74(5), 1257-1292.
Schmider, E., Ziegler, M., Danay, E., Beyer, L. & Bühner, M. (2010). Is It Really Robust? Reinvestigating the Robustness of ANOVA against Violations of the Normal Distribution Assumption. Methodology, 6, 4, 147 – 151.
Shepherd, S., & Kay, A. C. (2014). When government confidence undermines public involvement in modern disasters. Social Cognition, 32(3), 206-216.
Sinclair, S., Huntsinger, J., Skorinko, J., & Hardin, C. D. (2005). Social tuning of the self: consequences for the self-evaluations of stereotype targets. Journal of personality and
social psychology, 89(2), 160.
Skinner, E. A. (1995). Perceived control, motivation, & coping (Vol. 8). Sage Publications. Social Behavior, 19, 2–21.
Stavrova, O., & Meckel, A. (2017). The role of magical thinking in forecasting the future. British Journal of Psychology, 108(1), 148-168.
Stavrova, O., Ehlebracht, D., & Fetchenhauer, D. (2016). Belief in scientific–technological progress and life satisfaction: The role of personal control. Personality and Individual
Differences, 96, 227-236.
Swami, V., Pietschnig, J., Stieger, S., & Voracek, M. (2011). Alien psychology: Associations between extraterrestrial beliefs and paranormal ideation, superstitious beliefs, schizotypy, and the Big Five personality factors. Applied Cognitive Psychology, 25(4), 647-653. Tobacyk, J. J. (2004). A revised paranormal belief scale. The International Journal of
Transpersonal Studies, 23(23), 94-98.
Tobacyk, J., & Milford, G. (1983). Belief in paranormal phenomena: Assessment instrument development and implications for personality functioning. Journal of personality and
social psychology, 44(5), 1029.
Wagenmakers, E. J., Wetzels, R., Borsboom, D., & Van Der Maas, H. L. (2011). Why
psychologists must change the way they analyze their data: the case of psi: comment on Bem (2011). Journal of Personality and Social Psychology, 100(3), 426-432.
Whalen, P. J. (1998). Fear, vigilance, and ambiguity: Initial neuroimaging studies of the human amygdala. Current directions in psychological science, 7(6), 177-188.
Whitson, J. A., & Galinsky, A. D. (2008). Lacking control increases illusory pattern perception. science, 322(5898), 115-117.
Wiseman, R., & Watt, C. (2004). Measuring superstitious belief: Why lucky charms matter. Personality and Individual Differences, 37(8), 1533-1541.
