Kratki upitnik konformizma – KUK «NVO „Persona“ radni dokument br. 01-2018»

AUTORI: Siniša Subotić, Haris Grozdanić, Đurđina Đurić, Dušica Martinović, Nikolina Vrabičić, Jovana Milićević, Darjana Sredić, Tanja Todorović, Nedeljka Milovac, Nikolina Lazić, Leon Sitnik, Minea Stijak, Jelena Lajić, Marija Pećanac, Maja Burkanović i Sead Šertović. AUTOR ZA KORESPODENCIJU: SINIŠA SUBOTIĆ (AFILIJACIJA: UNIVERZITET U BANJOJ LUCI; EMAIL ADRESA: sinisasub@gmail.com; sinisa.subotic@pmf.unibl.org)

Napomene

Autori dozvoljavaju i ohrabruju upotrebu, reprodukciju i distribuciju ovog dokumenta i samog KUK upitnika u nekomercijalne potrebe, uz uslov da se izvrši njegovo adekvatno citiranje i da autori prethodno budu obaviješteni o modalitetu upotrebe (potrebno je poslati email autoru za korespodenciju). U slučaju upotrebe u istraživačke svrhe, autori mole istraživače za pristup sirovim podacima i uvid u dobijene nalaze (u svrhu kontinuirane evaluacije i usavršavanja instrumenta). Upotreba ovog dokumenta i KUK upitnika u komercijalne svrhe nije dozvoljena bez eksplicitne prethodne saglasnosti autora. Bilo kakve ad hoc izmjene/adaptacije ovog dokumenta i KUK upitnika nisu dozvoljene bez prethodno dobijene saglasnosti od strane autora. Nije dozvoljeno republikovanje ovog dokumenta ili KUK upitnika (ili njihovih dijelova) pod drugim imenom ili upotreba u neetičke svrhe. Dodatni razvoj, adaptacije i revizije KUK instrumenta od strane spoljašnjih autora su moguće, ali treba da budu vršene uz prethodnu dozvolu i u saradnji s autorima.

Predloženi način citiranja:

Subotić, S., Grozdanić, H., Đurić, Đ., Martinović, D., Vrabičić, N., Milićević, J., ... Šertović,

S. (2018). Kratki upitnik konformizma – KUK (NVO „Persona“ radni dokument br. 01-

2018). Banjaluka, BiH: NVO „Persona“. Preuzeto s http://personapsiho.com/wp-

content/uploads/2016/06/Subotic_et_al_2018_Kratki_upitnik_konformizma_KUK.pdf

NVO „Persona“ radni dokument br. 01-2018. Sva prava zadržana.

[Ova stranica je intencionalno prazna.]

NVO „Persona“ radni dokument br. 01-2018. Sva prava zadržana.

[Ova stranica je intencionalno prazna.]

1 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Kratki upitnik konformizma – KUK

Siniša Subotića,b,c i saradnicid

aUniverzitet u Banjoj Luci, Banjaluka, Bosna i Hercegovina; bCEON, Beograd, Srbija; cNVO „Persona“, Banjaluka,

Bosna i Hercegovina; dStudijski program „Psihologija“, PIM univerzitet, Banja Luka, Bosna i Hercegovina

«NVO „Persona“ radni dokument br. 01-2018» _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ _

Konformizam se može definisati kao promjena ponašanja, stavova i uvjerenja u svrhu njihovog

usklađivanja sa grupnim normama (Cialdini & Goldstein, 2004; Milosavljević, 2005; Myers, 2010). Kratki

upitnik konformizma – KUK, koji je predstavljen u ovom tekstu (finalna forma upitnika data je u Prilogu),

zamišljen je kao koncizna mjera dispozicionog konformizma, tj. konformizma koji je posmatran kao

osobina ličnosti.

KUK je kreiran i psihometrijski validiran u dvije faze. Prva faza je realizovana tokom 2016. godine,

kada je upitnik originalno osmišljen, u okviru grupnog istraživačkog projekta sa studentima psihologije.

Na osnovu postojećeg opusa znanja o fenomenu konformizma, autori su konstruisali preko 30 radnih

stavki dispozicionog konformizma, koje su formulisane podrazumijevajući 5-stepeni Likertov format

odgovora (od 1=uopšte se ne slažem, do 5=sasvim se slažem). Radne stavke su osmišljene, diskutovane i

dorađivane tokom perioda od nekoliko mjeseci, nakon čega su grupnim konsenzusom redukovane na

preliminarni polazni set od 11 stavki, koji je podvrgnut empirijskom testu na uzorku za konstrukciju.

Uzorak za konstrukciju je obuhvatio 563 ispitanika iz opšte populacije, proporcionalne polne

zastupljenosti (51.9% muškaraca), prosječnog uzrasta od 23.33 (SD=3.71) godine. Najviše ispitanika je

bilo iz redova studenata (41.6%), zatim onih sa završenom srednjom školom (35.7%) i završenom višom

školom ili fakultetom (uključujući I, II ili III ciklus studija; 17.6%), uz najmanje ispitanika sa završenom

osnovnom školom (5.2%). Druga faza je sprovedena tokom druge polovine 2017. godine.1 Verzija KUK

upitnika koja je proistekla iz analiza na uzorku za konstrukciju je uključena u nekoliko naknadnih

istraživanja (koja su realizovana za druge primarne potrebe osim validacije KUK upitnika). Ovi naknadni

uzorci su objedinjeni u tzv. konfirmativni uzorak, nad kojim je izvršena dopunska psihometrijska provjera

KUK upitnika. Konfirmativni uzorak je obuhvatio 700 ispitanika proporcionalne polne zastupljenosti

(54.1% žena), prosječnog uzrasta od 29.46 (SD=10.76) godina. U uzorku je bilo najviše studenata (37.7%),

1 U svim koracima prve faze istraživačkog projekta konstrukcije KUK upitnika su ravnopravno učestvovali tadašnji odgovorni nastavnik metodologije, statistike i psihometrije na PIM univerzitetu, doc. dr Siniša Subotić, demonstrator Haris Grozdanić i gore potpisanih 14 koautora – studenata prvog ciklusa studijskog programa Psihologija s PIM univerziteta. Drugu fazu istraživačkog projekta je realizovao doc. dr Siniša Subotić, nakon prelaska na Univerzitetu u Banjoj Luci. Podaci za drugu, konfirmativnu fazu validacije, prikupljeni su u okviru istraživačkih projekata koje je doc. dr Siniša Subotić realizovao samostalno i u saradnji sa studentima nastavnih smjerova studijskih programa na Prirodno-matematičkom fakultetu (PMF) Univerziteta u Banjoj Luci, u okviru nastavnog predmeta Psihologija, koji se sluša na III godini studija i Psihologija 1, koji se sluša na I godini studija. Siniša Subotić se ovom prilikom zahvaljuje svim studentima PMF-a koji su pomogli u prikupljanju ispitanika za konfirmativni uzorak.

2 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

zatim osoba sa završenom srednjom školom (32.3%) i završenom višom školom ili fakultetom (uključujući

I, II ili III ciklus studija; 26.1%), uz najmanje ispitanika sa završenom osnovnom školom (3.9%).

Provjera KUK upitnika na uzorku za konstrukciju

Preliminarna eksplorativna faktorska analiza (EFA) KUK upitnika sprovedena je na uzorku za

konstrukciju i izvršena je nad početnih 11 KUK stavki. EFA je izvršena u programu FACTOR (Lorenzo-Seva

& Ferrando, 2006, 2013) i bila je zasnovana na matrici polihoričnih korelacija i robusnoj verziji

dijagonalno ponderisanih najmanjih kvadrata (engl. Robust Diagonally Weighted Least Squares –

RDWLS), kao metodu ekstrakcije latentnih faktora.

Paralelna analiza (PA; Subotić, 2013) je ukazivala na opravdanost zadržavanja jednog latentnog

faktora, koji je objašnjavao 46.3% zajedničke varijanse svih stavki. U skladu sa polaznom idejom

pravljenja kratke upitničke operacionalizacije konformizma, oslanjajući se na analizu po teoriji odgovora

na stavke (IRT), koja je sprovedena u „Itm“paketu za R (Rizopoulos, 2006), na osnovu „grm“ (engl. Graded

Response Model) procedure, početni skup od 11 stavki dodatno je redukovan na šest stavki sa najboljim

psihometrijskim svojstvima. Sadržaj ovih stavki se odnosi na povjerenje u mišljenje većine i na

priklanjanje vlastitog mišljenja i uvjerenja pozicijama većine, ali uz implicitnu svijest da se takva promjena

ne događa nužno zbog toga što postoji uvid u to da su te većinske pozicije zasnovane na validim

činjenicama, već se promjena, tačnije konformiranje, događa upravo zbog toga što je riječ o pozicijama

koje su podržane od strane većine. Odnosno, zadržane KUK stavke prevashodno reflektuju tzv.

informativnu komponentu konformizma, koja podrazumijeva prihvatanje činjenica o realnosti, koje su

prezentovane od strane drugih/većine (Myers, 2010).

U Tabeli 1 je dat prikaz EFA i IRT analize za finalni, redukovani set od šest KUK stavki. Na ovom

redukovanom setu, PA (Subotić, 2013) je i dalje ukazivala na opravdanost zadržavanja jednog latentnog

faktora konformizma, koji je objašnjavao 63.5% zajedničke varijanse (preostalih šest) stavki. Tuckerov

koeficijent kongruentnosti (Lorenzo-Seva & Ten Berge, 2006) za faktorska zasićenja na poduzorcima žena

i muškaraca iznosio je preko .99. Ovo ukazuje na funkcionalnu ekvivalentnost faktora po polovima,

odnosno na funkcionalnu identičnost faktorskih zasićenja ajtema konformizma za žene i muškarce.

Pouzdanost interne konzistencije po klasičnom modelu mjerenja na uzorku za konstrukciju

prelazila je interval od .80, koji se uobičajeno uzima kao granica dobre pouzdanosti (npr., Nunnally &

Bernstein, 1994).

3 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Tabela 1. Rezultati finalne EFA i IRT analize za redukovani set od šest KUK stavki, na uzorku za konstrukciju (N=563)

Br. Brs. Ajtemi Faktorska zasićenja Pragovi (težina)

α I (% u -4, 4)

Λukupno ΛŽ ΛM β1 β2 β3 β4

1 1 Većina je uvijek u pravu. .75 .78 .72 -0.65 0.23 1.20 2.06 2.00 5.24 (99.18)

2 4 Ljudi koji ne uvažavaju mišljenje većine, prave

se pametni. .70 .72 .67 -1.01 0.17 1.07 2.05 1.76 4.61 (98.61)

3 5 Često nisam siguran/na da li sam u pravu, pa

se priklanjam mišljenju većine. .79 .75 .82 -0.96 0.08 0.99 1.97 2.41 7.18 (99.73)

4 6

Praktičnije je poslušati mišljenje drugih, nego

stalno i iznova ulagati energiju u razmišljanje

o tome da li je nešto ispravno ili ne.

.72 .68 .76 -0.90 0.18 1.16 2.11 2.03 5.66 (99.17)

5 10 Mijenjam svoje mišljenje ako saznam da se ne

poklapa s mišljenjem većine. .79 .81 .76 -0.60 0.53 1.38 2.28 2.44 7.27 (99.49)

6 11 Ako većina vjeruje u nešto, to je onda

najvjerovatnije tačno. .79 .84 .74 -0.64 0.24 1.09 2.11 2.49 7.34 (99.69)

Legenda i napomene: Br.=redni broj stavke u finalnom KUK upitniku; Brs.=redni broj stavke u polaznom setu od 11 KUK stavki. Λukupno=faktorska zasićenja na kompletnom

uzorku za konstrukciju (N=563); ΛŽ=faktorska zasićenja na poduzorku žena (N=271) iz uzorka za konstrukciju; ΛM=faktorska zasićenja na poduzorku muškaraca (N=292) iz uzorka

za konstrukciju. Pouzdanosti interne konzistencije po klasičnom modelu mjerenja (za kompletni uzorak za konstrukciju): α=.88 i ω=.89 (Zinbarg, Revelle, Yovel, & Li, 2005). β1,

β2, β3, β4=pragovi rangova odgovora po IRT modelu, koji služe za procjenu težine stavki; broj pragova se određuje po formuli k-1, gdje je k broj ponuđenih odgovora; prag je

moguće definisati kao tačku na kontinuumu latentne osobine na kojoj ispitanik ima 50% vjerovatnoće da odabere neki od odgovora iznad ili ispod tog praga (Embertson &

Reise, 2000); α=parameter diskriminativnosti; vrijednosti diskriminativnosti do 0.34 ukazuju na vrlo nisku diskriminativnost, od 0.35 do 0.64 na nisku, od 0.65 do 1.34 na

umjerenu, od 1.35 do 1.69 na visoku, dok vrijednosti preko 1.70 ukazuju na veoma visoku diskriminativnost (Baker, 2001, p. 35); I=parameter informativnosti (brojevi u zagradi

predstavljaju procente informativnosti u intervalu od -4 do 4 logita; ukupna informativnost u intervalu od -4 do 4 logita iznosi Itotal:-4,4=37.30, što je 99.38% od cjelokupne

informativnosti svih ajtema, na kompletnom intervalu latentne osobine konformizma).

4 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Slika 1. Informativnost šest zadržanih KUK stavki u rasponu od

-4 do 4 logita. Redni brojevi stavki predstavljaju brojeve u

polaznom 11-ajtemskom KUK setu.

Slika 2. Ukupna informativnost šestoajtemskog KUK upitnika u

rasponu od -4 do 4 logita.

5 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

IRT analiza je pokazala da među zadržanim KUK stavkama postoji jedan par tzv. misfitujućih stavki

(mistfit= odstupanja konkretnih vrijednosti od vrijednosti koje su očekivane pod IRT modelom). Misfit se

javio između tvrdnje br. 4 (br. 6 u polaznom setu od 11 stavki) i tvrdnje br. 5 (br. 10 u polaznom setu od

11 stavki). Međutim, kako je riječ o svega 2.78% misfita, tj. misfituje samo jedan od 36 mogućih parova

stavki, što je funkcionalno zanemarljiv procent, koji ne narušava integritet IRT modela (npr., Sinharay &

Haberman, 2014), niti jedna od ove dvije stavke nije izbačena iz finalne verzije upitnika, tim prije što su

im preostala psihometrijska svojstva adekvatna. Sve stavke imaju relativno ravnomjerno raspoređene

pragove (na osnovu kojih se procjenjuje „težina“ stavki), iako uz blagu globalnu tedenciju ka nešto

povišenoj težini.

Sve stavke imaju vrlo visoku diskriminativnost, što ukazuje na više nego adekvatnu sposobnost

detekcije razlika između ispitanika sa različitim nivoima dispozicionog konformizma. Sve KUK stavke, kao

i KUK upitnik u cjelini, najinformativniji su u okvirnom rasponu od -1.5 do 3 logita (Slike 1 i 2). To znači

da je KUK upitnik nešto primjereniji ispitanicima koji imaju umjeren do povišen nivo konformizma, tj.

krivulja informativnosti sugeriše da će mjerenje konformizma ovim upitnikom biti najpreciznije u slučaju

upotrebe nad ispitanicima tog nivoa dispozicionog konformizma.

Provjera KUK upitnika na konfirmativnom uzorku

Druga faza psihometrijske provjere, izvršena na konfirmativnom uzorku, podrazumijevala je

sprovođenje konfirmativne faktorske analize (CFA), koja je izvršena u programu „lavaan“ za R (Rosseel,

2012). CFA analiza je, slično EFA na uzorku za konstrukciju, zasnovana na matrici polihoričnih korelacija

i (R)DWLS/WLSMV metodima ekstrakcije, odnosno procjene parametara. Uz pomoć CFA testirana je

adekvatnost jednofaktorske latentne strukture KUK upitnika ranije dobijene na uzorku za konstrukciju,

tj. pretpostavljeno je postojanje jednog latentnog faktora konformizma. Rezultati CFA analize su

prikazani u Tabeli 2.

Dobijeni fit se može okarakterisati kao dobar prema uobičajenim konvencijama (Hooper et al.,

2008) za CFI, TLI i SRMS indikatore, dok je nešto lošiji na osnovu RMSEA vrijednosti. Međutim, treba

naglasiti da postoji tendencija RMSEA indikatora da potcjenjuje fit modela sa malim brojem stepeni

slobode (ovdje: df=9) (Kenny, Kaniskan, & McCoach, 2015). Stoga se ipak može konstatovati da

pretpostavljena jednofaktorska KUK struktura pokazuje generalno dobru saglasnost sa empirijskim

podacima na konfirmativnom uzorku, tj. da je eksplorativno utvrđena jednofaktorska struktura

funkcionalno potvrđena. Ovaj zaključak je dodatno podržan i sljedećim činjenicama utvrđenim na

konfirmativnom uzorku:

1) Ne postoji visoka lokalna zavisnost između KUK stavki, odnosno sve korelacije reziduala su ispod

|.20| (Reise & Revicki, 2014).

2) Vrijednost prosječne ekstrahovane varijanse (AVE) je iznad poželjnih .50 (Fornell & Larcker,

1981).

3) Pouzdanost interne konzistencije je, kao i u slučaju EFA, iznad poželjne granice od .80 (Nunnally

& Bernstein, 1994).

6 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

4) Pretpostavljeni KUK faktor ima istu strukturu, funkcionalno ekvivalentna zasićenja,

intercepte/pragove i aritmetičke sredine faktora (tzv. snažna invarijantnost) za žene i muškarce

(ΔCFI je u svim komparacijama ispod gornje granice od .01, koja bi ukazivala na prisustvo

značajnih razlika; Chen, 2007; Hirschfeld & von Brachel, 2014).

Treba naglasiti i da Tuckerov koeficijent kongruentnosti (Lorenzo-Seva & Ten Berge, 2006) za

faktorska zasićenja iz EFA analize sa uzorka za konstrukciju i CFA analize sa konfirmativnog uzorka2 iznosi

preko .99 (i za ukupne uzorke, kao i za korespodentne poduzorke žena i muškaraca), što upućuje na

zaključak funkcionalne identičnosti faktora iz uzorka za konstrukciju i konfirmativnog uzorka.

Tabela 2. Rezultati CFA analize za KUK upitnik, na konfirmativnom uzorku (N=700)

Br. Ajtemi Faktorska zasićenja

Λukupno ΛŽ ΛM

1 Većina je uvijek u pravu. .70 .63 .76

2 Ljudi koji ne uvažavaju mišljenje većine, prave se pametni. .66 .62 .69

3 Često nisam siguran/na da li sam u pravu, pa se priklanjam mišljenju

većine. .72 .67 .79

4 Praktičnije je poslušati mišljenje drugih, nego stalno i iznova ulagati

energiju u razmišljanje o tome da li je nešto ispravno ili ne. .65 .63 .67

5 Mijenjam svoje mišljenje ako saznam da se ne poklapa s mišljenjem

većine. .77 .77 .79

6 Ako većina vjeruje u nešto, to je onda najvjerovatnije tačno. .77 .80 .75

Legenda i napomene: Br.=redni broj stavke u finalnom KUK upitniku (tj. verziji sa šest stavki). Λukupno=faktorska zasićenja

na kompletnom konfirmativnom uzorku (N=700); ΛŽ=faktorska zasićenja na poduzorku žena (N=379) iz konfirmativnog

uzorka; ΛM=faktorska zasićenja na poduzorku muškaraca (N=321) iz konfirmativnog uzorka. Pouzdanosti interne

konzistencije po klasičnom modelu mjerenja (za kompletni konfirmativni uzorak): α=.86 i ω=.84 (Zinbarg et al., 2005).

Prosječna ekstrahovana varijansa: AVE=.51. Fit (tj. saglasnost sa empirijskim podacima) CFA modela procijenjen je na

osnovu sljedećih indikatora (Hooper, Coughlan, & Mullen, 2008): CFI, TLI (CFA i TLI vrijednosti ≥.95 se mogu smatrati

dobrim, dok su ≥.90 prihvatljive), SRMR (SRMR vrijednosti ≤.08 su prihvatlive, a SRMR≤.05 su dobre i RMSEA (RMSEA

vrijednosti ≤.07 su prihvatlive, a RMSEA≤.06 su dobre); dobijene su sljedeće vrijednosti fita pretpostavljenog

jednofaktorskog modela: χ2(9)=59.35, p<.001; CFI=.99, TLI=.98, SRMR=.03, RMSEA=.09, 90% CI [.07, .11].

2 Uvažavajući činjenicu da je izvršena analiza na konfirmativnom uzorku bila CFA, dok je analiza na uzorku za konstrukciju bila EFA, što zasićenja iz ovih analiza ne čini direktno analognim.

7 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Tabela 3. Deskriptivni statistički pokazatelji KUK upitnika

Deskriptivni

pokazatelji

Uzorak za konstrukciju Konfirmativni uzorak Kombinovani uzorak

Žene

(N=271)

Muškarci

(N=292)

Ukupno

(N=563)

Žene

(N=379)

Muškarci

(N=321)

Ukupno

(N=700)

Žene

(N=650)

Muškarci

(N=613)

Ukupno

(N=1263)

M [95% CI] 2.37

[2.37, 2.47]

2.49

[2.38, 2.59]

2.43

[2.36, 2.50]

2.32

[2.26, 2.39]

2.35

[2.27, 2.44]

2.34

[2.29, 2.39]

2.34

[2.29, 2.40]

2.42

[2.35, 2.48]

2.38

[2.34, 2.42]

SD [95% CI] 0.87

[0.80, 0.94]

0.88

[0.81, 0.93]

0.87

[0.83, 0.92]

0.65

[0.60, 0.69]

0.76

[0.71, 0.81]

0.70

[0.67, 0.74]

0.75

[0.71, 0.79]

0.82

[0.78, 0.86]

0.78

[0.76, 0.81]

Medijana 2.50 2.50 2.50 2.33 2.33 2.33 2.33 2.33 2.33

Mod 2.67 2.67 2.67 2.00 2.00 2.00 2.50 2.67 2.00

Varijansa [95% CI] 0.76

[0.65, 0.87]

0.77

[0.66, 0.87]

0.76

[0.69, 0.84]

0.42

[0.36, 0.47]

0.58

[0.50, 0.66]

0.49

[0.44, 0.54]

0.56

[0.50, 0.62]

0.67

[0.61, 0.74]

0.62

[0.57, 0.66]

Minimum 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00 1.00

Maksimum 5.00 5.00 5.00 4.17 4.50 4.50 5.00 5.00 5.00

Skjunis [95% CI] 0.32

[0.11, 0.53]

0.01

[-0.18, 0.20]

0.16

[0.02, 0.30]

-0.04

[-0.24, 0.14]

0.25

[0.05, 0.44]

0.14

[-0.01, 0.27]

0.22

[0.06, 0.38]

0.14

[0.01, 0.28]

0.19

[0.09, 0.29]

Kurtozis [95% CI] -0.45

[-0.84, 0.02]

-0.67

[-0.96, -0.32]

-0.61

[-0.85, -0.34]

-0.22

[-0.51, 0.10]

-0.34

[-0.67, 0.03]

-0.22

[-0.46, -0.05]

-0.12

[-0.47, 0.28]

-0.53

[-0.76, -0.25]

-0.34

[-0.54, -0.11]

Cronbachova α .89 .88 .88 .84 .88 .86 .87 .88 .87

McDonaldova ω .89 .88 .89 .81 .86 .84 .85 .86 .85

Legenda i napomene: Kombinovani uzorak=Uzorak za konstrukciju+Konfirmativni uzorak. M=aritmetička sredina; SD=standardna devijacija. 95% CI=interval pouzdanosti.

Cronbachova α i McDonaldova ω su koeficijenti pouzdanosti interne konzistencije (zasnovani na matricama polihoričnih korelacija) (Zinbarg et al., 2005).

8 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Slike 3-5. Distribucije KUK sumacionih skorova sa uzorka za konstrukciju (lijevo), konfirmativnog uzorka (u sredini) i kombinacije uzorka za

konstrukciju i konfirmativnog uzorka (desno).

9 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Deskriptivni statistički pokazatelji i povezanost sa drugim varijablama

U Tabeli 3 su prikazani deskriptivni statistički parametri. Takođe su prikazani i koeficijent

pouzdanosti interne konzistencije. Sve vrijednosti su date zasebno za uzorak za konstrukciju i

konfirmativni uzorak, kao i za kombinaciju/agregat ova dva uzorka. Po analogiji su dati i prikazi

distribucija sumacionih skorova, na Slikama 3-5.

Razlike u prosječnim sumacionim KUK skorovima između žena i muškaraca mogu se

okarakterisati kao praktično trivijalne (Cohen, 1992)3 i na uzorku za konstrukciju (t(558.19)=-1.59,

p=.112, d=0.13) i na konfirmativnom uzorku (t(629.32)=-0.63, p=.529, d=0.05), kao i na

kombinaciji ova dva uzorka (t(1233.60)=-1.67, p=.529, d=0.09). Sumacioni KUK skorovi su bili

statistički značajno, ali intenzitetom trivijalno viši na uzorku za konstrukciju u odnosu na

konfirmativni uzorak: t(1064.81)=2.12, p=.038, d=0.12 (čime se opravdava agregacija ovih

uzoraka i obračunavanje zajedničkih deskriptivnih parametara).

Kao što je prikazano u Tabeli 4, korelacija KUK sumacionih skorova sa uzrastom je (izrazito)

niska (Cohen, 1992) na uzorku za konstrukciju, dok praktično u potpunosti izostaje na

konfirmativnom uzorku i na kombinaciji uzorka za konstrukciju i konfirmativnog uzorka. U Tabeli

4 su date i korelacije KUK sumacionih skorova sa skorovima socijalno poželjnog odgovaranja.

Socijalno poželjno odgovaranje može se definisati kao tendencija davanja odgovora koji osobu

prikazuju u uljepšanom svjetlu (Paulhus, 1991). Mjereno je uz pomoć kratke BHS verzije (Subotić,

Dimitrijević, & Radetić Lovrić, 2016) BIDR-6 upitnika (Paulhus, 1991, 1994; Paulhus & Reid, 1991).

Ovaj upitnik mjeri dvije dimenzije socijalno poželjnog odgovaranja:

1) Samoobmanu – koja predstavlja socijalno poželjno odgovaranje usmjereno na sebe,

tj. podrazumijeva tendenciju davanja naglašeno pozitivnih i uljepšanih opisa, u koje i

sami vjerujemo.

2) Upravljanje impresijama, koje predstavlja tendencija ka svjesnom ostavljanju boljeg

socijalnog utiska.

Zabilježene su niske do trivijalne (Cohen, 1992) negativne korelacije KUK sumacionih

skorova sa sumacionim skorovima ove dvije dimenzije socijalno poželjnog odgovaranja.

Na uzorku za konstrukciju su izračunate i korelacije sa osobinama ličnosti po HEXACO

modelu, mjerene HEXACO-PI-R-60 upitnikom (Ashton & Lee, 2009; Ashton et al., 2004; Lee &

Ashton, 2004). HEXACO model obuhvata šest osobina ličnosti:

1) Poštenje-skromnost (engl. Honesty-Humility) – tendencija ka izbjegavanju

manipulisanja drugim u svrhu lične dobiti i izbjegavanju kršenja pravila, uz nizak

interes za raskoš, bogatstvo i socijalni status);

3 Po uobičajenim psihološkim konvencijama za procjenu veličine razlike u prosječnim skorovima neke numeričke varijable između dvije grupe (Cohen, 1992), vrijednosti Cohenovog d manje od |.20| mogu se smatrati praktično trivijalnim, vrijednosti između |.20| i |.50| ukazuju na nizak efekt, vrijednosti između |.50| i |.80| ukazuju na umjeren efekt, dok vrijednosti preko |.80| ukazuju na intenzitet efekta visokog intenziteta.

10 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

2) Emocionalnost (engl. Emotionality) – tendencija ka doživljavanju straha, anksioznosti,

uz potrebu za emocionalnom podrškom od strane drugih, kao i sklonost ka empatiji

prema drugima;

3) Ekstraverzija (engl. eXtraversion) – sklonost ka entuzijazmu i pozitivnom doživljaju

sebe, samouvjerenost i uživanje u socijalnim situacijama i interakcijama sa grupama

ljudi;

4) Saradljivost/prijatnost (engl. Agreeableness) – sklonost ka opraštanju drugima,

kontroli impulsa/temperamenta, kao i sklonost ka kompromisu i kooperaciji;

5) Savjesnost (engl. Conscientiousness) – sklonost ka organizaciji svog vremena i

okruženja, disciplinovanost i preciznost u realizaciji zadataka i pažljivo promišljanje

prilikom donošenja odluka;

6) Otvorenost ka iskustvu (engl. Openness to Experience) – usmjerenost ka lijepom,

imaginaciji i raznovrsnom znanju.

Tabela 4. Korelacije KUK sumacionih skorova sa uzrastom, socijalno poželjnim odgovaranjem i

osobinama ličnosti

Varijable KUK sumacioni skor

Uzorak za konstrukciju Konfirmativni uzorak Kombinovani uzorak

Uzrast (godine starosti) r .12* [.04, .21] -.02 [-.09, .05] -.01 [-.06, .04]

p .003 .617 .850

BIDR-6: Samoobmana r -.03 [-.12, .05] -.10* [-.18, -.02] -.07* [-.12, -.01]

p .427 .007 .021

BIDR-6: Upravljanje impresijama r -.001 [-.08, .08] -.12* [-.20, -.05] -.07* [-.12, -.01]

p .979 .001 .019

HEXACO: Poštenje-skromnost r -.17* [-.25, -.07]

p <.001

HEXACO: Emocionalnost r .07 [-.01, .16]

p .083

HEXACO: Ekstraverzija r -.15* [-.24, -.05]

p <.001

HEXACO: Saradljivost r .16* [.08, .24]

p <.001

HEXACO: Savjesnost r -.24* [-.32, -.15]

p <.001

HEXACO: Otvorenost ka iskustvu r -.31* [-.39, -.24]

p <.001

Legenda i napomene: Kombinovani uzorak=uzorak za konstrukciju+konfirmativni uzorak. r=koeficijent korelacije,

p=koeficijent tzv. statističke značajnosti (* su označene korelacije sa korespodentnim p<.05, koji se tipično uzima

kao granica statističke značajnosti). Prema uobičajenim psihološkim konvencijama za procjenu veličine korelacije

(Cohen, 1992), koeficijenti manji od |.10| mogu se smatrati praktično trivijalnim, koeficijenti između |.10| i |.30|

su niski, koeficijenti između |.30| i |.50| su umjereni, dok koeficijenti preko |.50| ukazuju na visoki intenzitet

korelacije. Korelacije KUK sumacionih skorova sa HEXACO skorovima su dostupne samo na uzorku za konstrukciju.

11 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Korelacije između osobina ličnosti i konformizma u istraživanjima su donekle

nekonzistentne, a rijetki postojeći nalazi o relaciji osobina ličnosti iz HEXACO modela sa

konformizmom (Anglim, Knowles, Dunlop, & Marty, 2017; u ovom slučaju, konformizam je

posmatran kao jedna od orijentacija/supskala iz Schwartzovog modela vrijednosnih orijentacija)

sugerišu pozitivnu vezu konformizma sa dimenzijama poštenje-skromnost (r=.23), emocionalnost

(r=.24), saradljivost (r=.26) i savjesnost (r=.12), te negativnu vezu sa dimenzijama otvorenost (r=-

.25) i ekstraverzija (r=-.18). Sve ove korelacije su niskog intenziteta (Cohen, 1992). KUK skorovi

koreliraju (Tabela 4) u generalno sličnom intenzitetu ovim referentnim nalazima (Anglim et al.,

2017), uz izuzetak korelacije sa emocionalnošću, koje je pozitivna, ali funkcionalno zanemarljivog

intenziteta, u odnosu na nisku pozitivnu referentnu korelaciju. Kada je riječ o smjeru korelacija,

on je isti kao i kod referentih nalaza (Anglim et al., 2017) u slučaju veza sa otvorenošću,

ekstraverzijom i saradljivošću, dok su veze sa dimenzijama poštenje-skromnost i savjesnost

obrnutog smjera u odnosu na referentne nalaze (Anglim et al., 2017), uz opasku da su i Anglim i

saradnici (2017) dobili jednu negativnu korelaciju između konformizma i marljivosti, kao supskale

savjesnosti.

Tabela 5. Preliminarni normativni skorovi

Raspon sumacionih

skorova 1.0-1.5 1.5-2.0 2.0-2.5 2.5-3.0 3.0-3.5 3.5-4.0 4.0-4.5 4.5-5.0

Procent vrijednosti

unutar raspona 17.8% 18.4% 23.6% 21.9% 11.1% 5.6% 1.2% 0.4%

Prosječan sumacioni skor unutar raspona

1.23 1.88 2.32 2.81 3.31 3.78 4.26 4.80

Prosječan Z-skor

unutar raspona -1.46 -0.63 -0.07 0.55 1.19 1.78 2.39 3.08

Prosječan T-skor

unutar raspona 35.37 43.69 49.30 55.55 61.85 67.84 73.91 80.84

Legenda i napomene: Vrijednosti su date za uzorak u cjelini, tj. za kombinovani uzorak (uzorak za

konstrukciju+konfirmativni uzorak). 𝑍 =𝑋−𝑀

𝑆𝐷. 𝑇 = (𝑍 ∗ 10) + 50. Msumacioni_skor=2.42, SD=0.82; MZ-

skor=0.00, SD=1.00; MT-skor=50.0, SD=10.0.

Zaključak

Može se konstatovati da KUK upitnik predstavlja psihometrijski validnu kratku

jednodimenzionalnu mjeru dispozicionog konformizma, koja se fokusira na informativni

konformizam. Iz trivijalno niskog intenziteta polnih razlika (kao i polne ekvivalentnosti faktorske

strukture) i trivijalnog do niskog intenziteta korelacija sa uzrastom, proizlazi zaključak da

vjerovatno ne postoji potreba za izradom odvojenih polnih i uzrasnih normi za KUK upitnik (iako

je uzrasnu ekvivalentnost skorova tek potrebno preciznije utvrditi u uzrasnim rasponima iznad 30

i ispod 20 godina). U skladu s ovim, u Tabeli 5. su dati preliminarni normativni Z- i T-skorovi, bez

razdvajanja po polu i uzrastu.

12 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Nadalje, trivijalne do niske korelacije sa dimenzijama socijalno poželjnog odgovaranja

ukazuju da, pod okolnostima standarnog niskorizičnog anketiranja, KUK dijeli vrlo malu

proporciju varijanse sa intencijalnom ili neintencijalnom sklonošću ka disimulaciji prilikom

odgovaranja. Sve ovo čini KUK potencijalno korisnim i ekonomičnim istraživačkim instrumentom.

Postojeći nalazi u pogledu veza KUK skorova sa osobinama ličnosti ukazuju na to da KUK upitnik

pokazuje djelimično sličan trend korelacija sa HEXACO osobinama ličnosti kao i druge mjere

konfirmizma (npr. supskala konformizma iz Schwartzovih vrijednosnih orijentacija; Anglim et al.,

2017), ali da preciznije pokazatelje njegove konvergentne, divergentne i prediktivne validnost tek

treba utvrditi u sukcesivnim studijama.

13 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Reference

Anglim, J., Knowles, E. R., Dunlop, P. D., & Marty, A. (2017). HEXACO personality and Schwartz's personal

values: A facet-level analysis. Journal of Research in Personality, 68, 23-31.

Ashton, M. C., & Lee, K. (2009). The HEXACO-60: A short measure of the major dimensions of personality.

Journal of Personality Assessment, 91(4), 340-345.

Ashton, M. C., Lee, K., Perugini, M., Szarota, P., De Vries, R. E., Di Blas, L., Boies, K., & De Raad, B. (2004).

A six-factor structure of personality-descriptive adjectives: Solutions from psycholexical studies in

seven languages. Journal of Personality and Social Psychology, 86(2), 356-366.

Baker, F. B. (2001). The basics of item response theory (2nd ed.). University of Maryland College Park,

MD: ERIC Clearinghouse on Assessment and Evaluation.

Chen, F. F. (2007). Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Structural

Equation Modeling, 14(3), 464-504.

Cialdini, R. B., & Goldstein, N. J. (2004). Social influence: Compliance and conformity. Annual Review of

Psychology, 55, 591-621.

Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological Bulletin, 112(1), 155-159.

Embertson, S. E., & Reise, S. P. (2000). Item response theory for psychologists. Mahwah, NJ: Lawrence

Erlbaum Associates.

Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables

and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50.

Hirschfeld, G., & von Brachel, R. (2014). Improving Multiple-Group confirmatory factor analysis in R – A

tutorial in measurement invariance with continuous and ordinal indicators. Practical Assessment,

Research & Evaluation, 19(7), 1-12. Available from http://goo.gl/TtMPu4

Hooper, D., Coughlan, J., & Mullen, M. (2008). Structural equation modelling: Guidelines for determining

model fit. Electronic Journal of Business Research Methods, 6(1), 53-60. Retrieved from

http://goo.gl/NfO8SD

Kenny, D. A., Kaniskan, B., & McCoach, D. B. (2015). The performance of RMSEA in models with small

degrees of freedom. Sociological Methods & Research, 44(3), 486-507.

Lorenzo-Seva, U., & Ferrando, P.J. (2006). FACTOR: A computer program to fit the exploratory factor

analysis model. Behavioral Research Methods, Instruments and Computers, 38(1), 88-91.

Lorenzo-Seva, U., & Ferrando, P.J. (2013). FACTOR 9.2 A comprehensive program for fitting exploratory

and semiconfirmatory factor analysis and IRT models. Applied Psychological Measurement, 37(6),

497-498.

Lorenzo-Seva, U., & Ten Berge, J. M. (2006). Tucker's congruence coefficient as a meaningful index of

factor similarity. Methodology, 2(2), 57-64.

Milosavljević, B. (2005). Socijalna psihologija I (uvod u socijalnu psihologiju). Banjaluka, BiH: Filozofski

fakultet.

Myers, D.G. (2010). Social Psychology (9t ed.) New York, NY: The McGraw-Hill Companies, Inc.

Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory (3rd ed.). New York, NY: McGraw-Hill.

14 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Paulhus, D. L. (1991). Measurement and control of response bias. In J. P. Robinson, P. R. Shaver, & L. S.

Wrightsman (Eds.), Measures of personality and social psychological attitudes (pp. 17-59). San

Diego, CA: Academic Press.

Paulhus, D. L. (1994). Balanced Inventory of Desirable Responding: Reference manual for BIDR version 6.

Unpublished manuscript, University of British Columbia, Vancouver, Canada.

Paulhus, D. L., & Reid, D. (1991). Enhancement and denial in socially desirable responding. Journal of

Personality and Social Psychology, 60, 307-317.

Reise, S. P., & Revicki, D. A. (Eds.). (2014). Handbook of item response theory modeling: Applications to

typical performance assessment. New York, NY: Routledge.

Rizopoulos, D. (2006). Itm: An R package for latent variable modeling and item response theory analysis.

Journal of Statistical Software, 17(5), 1-25. Retrieved from www.jstatsoft.org/v17/i05/paper

Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R package for structural equation modeling. Journal of Statistical Software,

48(2), 1-36. Retreived from http://goo.gl/l4kgYS

Sinharay, S., & Haberman, S. J. (2014). How often is the misfit of item response theory models practically

significant? Educational Measurement: Issues and Practice, 33(1), 23-35.

Subotić, S. (2013). Pregled metoda za utvrđivanje broja faktora i komponenti (u EFA i PCA). Primenjena

Psihologija, 6(3), 203-229.

Subotić, S., Dimitrijević, S., & Radetić Lovrić, S. (2016). Psychometric evaluation and short form

development of the Balanced Inventory of Desirable Responding (BIDR-6). Psihologija, 49(3), 263-

276.

Zinbarg, R. E., Revelle, W., Yovel, I., & Li, W. (2005). Cronbach’s α, Revelle’s β, and McDonald’s ωH: Their

relations with each other and two alternative conceptualizations of reliability. Psychometrika,

70(1), 123-133.

15 | S u b o t i ć i s a r a d n i c i – K U K u p i t n i k k o n f o r m i z m a

Prilog: KUK upitnik s ključem

Pred Vama se nalaze tvrdnje koje opisuju različita ponašanja, osjećanja i misli. Molimo Vas da zaokružite broj koji najbolje opisuje Vaše slaganje s datim tvrdnjama. Brojevi imaju sljedeće značenje:

1 uopšte se ne

slažem

2 ne slažem se

3 podjednako se ne slažem i

slažem

4 slažem se

5 sasvim se slažem

Br. Tvrdnje Odgovori

1 Većina je uvijek u pravu. 1 2 3 4 5

2 Ljudi koji ne uvažavaju mišljenje većine, prave se pametni. 1 2 3 4 5

3 Često nisam siguran/na da li sam u pravu, pa se priklanjam mišljenju većine. 1 2 3 4 5

4 Praktičnije je poslušati mišljenje drugih, nego stalno i iznova ulagati energiju u razmišljanje o tome da li je nešto ispravno ili ne.

1 2 3 4 5

5 Mijenjam svoje mišljenje ako saznam da se ne poklapa s mišljenjem većine. 1 2 3 4 5

6 Ako većina vjeruje u nešto, to je onda najvjerovatnije tačno. 1 2 3 4 5

Molimo Vas da provjerite da li ste odgovorili na svaku tvrdnju. Hvala!

Ključ: Konformizam = (kon1 + kon2 + kon3 + kon4 + kon5 + kon6)/6

NVO „Persona“ radni dokument br. 01-2018. Sva prava zadržana.

[Ova stranica je intencionalno prazna.]