P

IOTR

B

RZOZOWSKI

Relacje mie˛dzy wartos´ciami
w s´wietle badan´ dyferencjałem
semantycznym

Według Idy Kurcz

1

, jedna˛ z najstarszych róz˙nic analizowanych w psychologii jest róz˙nica

mie˛dzy opisem a ocena˛. Sygnalizowane rozróz˙nienie pojawiło sie˛ takz˙e w pracach Osgo-
oda pod nazwa˛ denotacyjnego i konotacyjnego znaczenia słów. Znaczenie konotacyjne
odnosi sie˛ do wartos´ci, jaka˛ ma dany przedmiot do podmiotu; znaczenie denotacyjne
odnosi sie˛ do tych cech przedmiotu, które sa˛ niezalez˙ne od systemu wartos´ci podmiotu.
Kaz˙dy przedmiot moz˙e byc´ zarówno opisywany jak i oceniany, jest wie˛c jednoczes´nie
z´ródłem znaczen´ denotacyjnych i konotacyjnych.

W roku 1957 Osgood, Suci i Tannenbaum opublikowali klasyczna˛ dzis´ ksia˛z˙ke˛ pos´wie˛-

cona˛ pomiarowi znaczen´; dała ona pocza˛tek licznym badaniom nad znaczeniami konota-
cyjnymi poje˛c´ i znaków a takz˙e postaw, ludzi itp., prowadzonych metoda˛ dyferencjału
semantycznego. Wspomniani autorzy zakładali, z˙e pomiar znaczenia konotacyjnego spro-
wadza sie˛ do wskazania miejsca zajmowanego w przestrzeni semantycznej przez dane
poje˛cie czy nazwe˛. Owa przestrzen´ ma tylko kilka niezalez˙nych wymiarów. Znaczenie
konotacyjne u Osgooda to po prostu zbiór cech (albo punktów na poszczególnych wymia-
rach), charakterystycznych dla danej nazwy, ale nie wyznaczaja˛cych jednoczes´nie zakresu
nazwy. W odróz˙nieniu od konotacyjnego – znaczenie denotacyjne jest zespołem cech
okres´laja˛cych jednoczes´nie zakres nazwy

2

. W tym miejscu warto zauwaz˙yc´, z˙e tylko

znaczenie denotacyjne tzw. poje˛c´ arystotelesowskich (matrycowych, naukowych) okres´la-
ja˛ jednoczes´nie zakresy nazwy. Nie dotyczy to poje˛c´ naturalnych, którymi posługujemy
sie˛ na co dzien´

3

. W s´wietle powyz˙szego przytoczone definicje znaczen´ denotacyjnych

i konotacyjnych wymagaja˛ radykalnej rewizji.

Analizy Osgooda wykazały, z˙e podstawowymi wymiarami przestrzeni semantycznej

sa˛: Wartos´ciowanie, Siła i Aktywnos´c´. Zalez˙nie od celu badania, moz˙na stosowac´ róz˙ne
skale, odpowiadaja˛ce trzem uniwersalnym wymiarom, oraz – dodatkowo – skale specyfi-
czne, odpowiadaja˛ce wymiarom charakterystycznym dla danej grupy znaków.

Z powyz˙szego wynika, z˙e dyferencjał nie jest standardowa˛ technika˛ pomiaru; szcze-

gólnie skrupulatny badacz moz˙e dobierac´ osobno zestaw skal dla kaz˙dego przedmiotu

poddawanego ocenie – taki zabieg pozwoliłby na najbardziej trafny pomiar znaczen´
konotacyjnych pojedynczych obiektów. Pełna „indywidualizacja” skal utrudniałaby jed-
nak porównanie znaczen´ dwu i wie˛cej obiektów.

Gdy porza˛dkujemy obiekty na skalach wartos´ciuja˛cych, przypisujemy im jaka˛s´ war-

tos´c´. Do najwaz˙niejszych skal wartos´ciuja˛cych zalicza sie˛ skale˛ waz˙nos´ci, której bieguny
okres´laja˛ hasła waz˙ny–niewaz˙ny i walencji (dobry–zły)

4

. Poniewaz˙ celem referowanych

tu badan´ własnych jest pomiar konotacyjnych słów okres´laja˛cych wartos´ci, najwłas´ci-
wszym zestawem wydaja˛ sie˛ te, które nalez˙a˛ do Osgoodowskiego wymiaru „wartos´ciowa-
nie”.

Spos´ród licznych prac pos´wie˛conych wartos´ciom, cze˛s´c´ wydaje sie˛ bliska naszym

badaniom. R. Homant

5

na przykład wykazał, uz˙ywaja˛c dyferencjału semantycznego i Skali

Wartos´ci (Value Server) Rokeacha, z˙e im wyz˙sza˛ ocene˛ uzyskuje wartos´c´ na skalach
wartos´ciuja˛cych dyferencjału, tym jest ona waz˙niejsza w indywidualnej hierarchii waz˙no-
s´ci. Z innej pracy Homanta

6

, tym razem pos´wie˛conej znaczeniom denotacyjnym wartos´ci

pochodza˛cych ze Skali Rokeacha, wiadomo, z˙e im waz˙niejsza wartos´c´, tym mniej wielo-
znaczna. Wie˛ksza jednoznacznos´c´ waz˙nych wartos´ci mogłaby dotyczyc´ nie tylko znaczen´
denotacyjnych, lecz i konotacyjnych. Zostanie to sprawdzone w badaniach własnych
(hipoteza 1).

M. Rokeach

7

wyróz˙nia dwie klasy przekonan´, które nazywa wartos´ciami. Sa˛ to warto-

s´ci ostateczne, stanowia˛ce główne cele ludzkiej egzystencji, jak na przykład miłos´c´,
wolnos´c´, pokój, godnos´c´ oraz wartos´ci instrumentalne, które dotycza˛ ogólnych sposobów
poste˛powania, takich jak: uczciwy, ambitny, pomocny, posłuszny, wybaczaja˛cy. Rokeach
twierdzi, z˙e wartos´ci ostateczne (WO) sa˛ połoz˙one bardziej centralnie w osobowos´ci
człowieka, niz˙ instrumentalne (WI), z tego wzgle˛du pierwsze z nich sa˛ waz˙niejsze niz˙
drugie. Moz˙na zatem postawic´ hipoteze˛ (hipoteza 2), z˙e wartos´ci ostateczne uzyskaja˛
wyz˙sze oceny na skalach wartos´ciuja˛cych dyferencjału.

Interesuja˛cy eksperyment J. A. Golda i M. A. Robbinsa

8

nad struktura˛ pamie˛ci seman-

tycznej dowiódł, z˙e wartos´ci pozytywne (poje˛cia) magazynowane sa˛ w bardziej central-
nym i odre˛bnym miejscu magazynu pamie˛ci, niz˙ wartos´ci negatywne. W zwia˛zku z wyni-
kami tego eksperymentu uzasadnione jest oczekiwanie wyz˙szych ocen na skalach
wartos´ciuja˛cych dyferencjału w przypadkach wartos´ci pozytywnych i niz˙szych ocen –
w przypadkach wartos´ci negatywnych (hipoteza 3). Oczekiwanie dotyczy wszystkich skal
wartos´ciuja˛cych, a nie tylko – co byłoby truizmem – skali „dobry–zły”.

Badania własne umoz˙liwiaja˛ dodatkowo grupowanie wartos´ci według ich znaczenio-

wego podobien´stwa oraz wykres´lenie tzw. profilów dla kaz˙dej z analizowanych wartos´ci

9

.

1. Metoda

W badaniach własnych posłuz˙ono sie˛ zbiorem 36 wartos´ci pozytywnych (18 ostatecznych
i 18 instrumentalnych), pochodza˛cych ze Skali Wartos´ci Rokeacha

10

oraz zbiorem 36

wartos´ci negatywnych. Drugi zbiór obejmuje wartos´ci, które sa˛ przeciwien´stwami zbioru
pierwszego. We wczes´niejszych badaniach grupa 61 studentów psychologii i pedagogiki
(59 kobiet i 2 me˛z˙czyzn) dobierała wartos´ci negatywne do wartos´ci pozytywnych z listy
Rokeacha.

236

W badaniach włas´ciwych oceniano, za pomoca˛ dyferencjału semantycznego, znaczenia

konotacyjne wszystkich 72 wartos´ci podanych w porza˛dku losowym. Posłuz˙ono sie˛ os´mio-
ma siedmiopunktowymi skalami. Wszystkie skale (dobry–zły, prawdziwy–fałszywy, god-
ny szacunku–niegodziwy, ma˛dry–głupi, waz˙ny–niewaz˙ny, zamierzony–niezamierzony,
kontrolowany–przypadkowy, sensowny–bezsensowny) nalez˙ały do wymiaru wartos´ciu-
ja˛cego. W badaniach Osgooda były to skale nasycone najbardziej czynnikiem wartos´ciu-
ja˛cym. Cztery naste˛pne – takz˙e czynnikiem aktywnos´ci

11

.

Badania prowadzono w wylosowanych szkołach s´rednich Lublina (technika i licea)

w paz´dzierniku 1981 roku. Analizie poddano 100 osób, dziewcza˛t i chłopców, których
wiek zamykał sie˛ w przedziale 16–19 lat.

Podstawa˛ wie˛kszos´ci opracowan´ statystycznych były s´rednie z wyników indywidual-

nych, obliczone osobno dla kaz˙dej wartos´ci i kaz˙dej skali. Tak wie˛c w przypadku pojedyn-
czej wartos´ci dysponowano os´mioma s´rednimi, które odpowiadały os´miu skalom dyferen-
cjału. Obliczaja˛c bliskos´c´ ba˛dz´ odległos´c´ znaczeniowa˛ mie˛dzy dowolna˛ para˛ wartos´ci,
posłuz˙ono sie˛ naste˛puja˛cym wzorem:

12

d (A, B) =

(

a

1

−

b

1

)

+

(

a

2

−

b

2

)

+

. . .

(

a

n

−

b

n

)

n

,

gdzie d oznacza odległos´c´ mie˛dzy znaczeniami, A i B – pare˛ porównywanych wartos´ci,

a

1

... a

n

– kolejne skale, na których oceniano wartos´c´ A, b

1

... b

n

– kolejne skale, na których

oceniano wartos´ci B, n – liczba skal uz˙ywanych przy ocenianiu (tu: 8). Do podanego wzoru
pod symbole a i b podstawiono s´rednie arytmetyczne.

W celu pogrupowania całego zbioru 72 wartos´ci pod wzgle˛dem podobien´stwa znaczen´,

posłuz˙ono sie˛ technika˛ o nazwie elementarna analiza powia˛zan´ (która˛ zmodyfikowano pod
wpływem taksonomii wrocławskiej) oraz technika˛ o nazwie hierarchiczna analiza powia˛-
zan´

13

. Nalez˙y pamie˛tac´, z˙e podobien´stwo znaczeniowe wartos´ci ustalono na podstawie

danych pochodza˛cych wyła˛cznie ze skal wartos´ciuja˛cych ba˛dz´ wartos´ciuja˛cych z dodat-
kiem czynnika aktywnos´ci.

2. Wyniki badan´

14

Uzyskane wyniki pozwalaja˛ na:
1. Wykres´lenie profilów dla kaz˙dej z 72 wartos´ci na 8 skalach.
2. Ustalenie bliskos´ci (ba˛dz´ odległos´ci) znaczeniowej dla 36 par wartos´ci o znaczeniu

antonimicznym.

3. Skonstruowanie dwuwymiarowej przestrzeni semantycznej, w której – w postaci

punktów – moz˙na zaznaczyc´ połoz˙enie wszystkich 72 wartos´ci. Jeden wymiar tej prze-
strzeni stanowi skala o biegunach „dobry–zły”, drugi – skala „waz˙ny–niewaz˙ny”.

4. Pogrupowanie wartos´ci bliskich znaczeniowo. Przeprowadzono:
a) elementarna˛ analize˛ powia˛zan´, która zawsze prowadzi do jednoznacznego wyodre˛b-

nienia w kaz˙dym zbiorze okres´lonej liczby podzbiorów (np. wykres 3)

b) hierarchiczna˛ analize˛ powia˛zan´, która nie pozwala na jednoznaczne wyodre˛bnienie

237

okres´lonej liczby podzbiorów; liczba grup zalez˙y od wielkos´ci „progu”, który bierzemy
pod uwage˛ (np. wykres 7).

Ujmuja˛c rzecz inaczej, liczba wyłaniaja˛cych sie˛ grup zalez˙y od przyje˛tego przez

badacza stopnia statysfakcjonuja˛cego go podobien´stwa mie˛dzy wartos´ciami. Im wie˛kszy
wymagany stopien´ podobien´stwa, tym wie˛ksza liczba grup wartos´ci; im mniejszy przyje˛ty
stopien´ podobien´stwa – tym mniejsza liczba wyodre˛bnionych grup. Wyniki analizy przed-
stawia sie˛ w postaci dendrytu obejmuja˛cego hierarchie˛ grup o róz˙nej ogólnos´ci: od grup
jednoelementowych, przez grupy pos´rednie (dwu– i wie˛cej elementowe) do jednej grupy
wieloelementowej obejmuja˛cej wszystkie analizowane wartos´ci.

3. Profile wartos´ci

Opublikowanie wszystkich 72 profilów jest niemoz˙liwe; sa˛ one zbyt liczne. Na wykresie
1 przedstawiono, tytułem przykładu, profile dwu wartos´ci oraz s´rednie arytmetyczne ocen
pochodza˛cych od 100 osób. Zainteresowany Czytelnik moz˙e samodzielnie wykres´lic´ profil
kaz˙dej wartos´ci, posługuja˛c sie˛ tabelami 1, 2, 3 i 4 (zała˛cznik). W tabelach tych podano,
oprócz s´rednich (x), takz˙e odchylenia standardowe od s´rednich (s). Pozwalaja˛ one oszaco-
wac´ stopien´ zgodnos´ci ocen wydawanych przez osoby badane (im mniejsza wartos´c´
liczbowa s, tym wie˛ksza zgodnos´c´ ocen).

Wykres 1
Profile dwu wartos´ci: „odpowiedzialny” i „nieodpowiedzialny”

Analiza profilów doprowadziła do odkrycia interesuja˛cej zalez˙nos´ci. Wartos´ci pozy-

tywne otrzymały zwykle skrajne oceny pozytywne, ale wartos´ci negatywne na ogół nie
otrzymały skrajnych ocen negatywnych (w granicach 3,5–4,5). Wyja˛tek stanowi skala
„dobry–zły”, gdzie skrajne oceny sa˛ reguła˛. A przeciez˙ badanych poinstruowano, by
posługiwali sie˛ ocenami przecie˛tymi tylko wówczas, gdy be˛da˛ uwaz˙ali „poje˛cie za zupeł-
nie neutralne na danej skali – obydwa kon´ce jednakowo silnie zwia˛zane z tym poje˛ciem,
albo jes´li skala jest zupełnie nieodpowiednia, nie zwia˛zana z danym poje˛ciem”. Otrzymane

238

wyniki zdaja˛ sie˛ jednak s´wiadczyc´ o braku zdecydowania w ocenach wartos´ci negatyw-
nych, co jest prawdopodobnie wyrazem ubóstwa tres´ciowego, czy tez˙ braku wyraz´nej
struktury wewne˛trznej poje˛c´ negatywnych. Ska˛dina˛d wiadomo, z˙e w je˛zyku istnieje wie˛cej
nazw na okres´lenie stanów negatywnych niz˙ pozytywnych, co zapewne oznacza subtel-
niejsze zróz˙nicowanie negatywnych dos´wiadczen´. W zwia˛zku z powyz˙szym nasuwa sie˛
interesuja˛ca hipoteza o mniej subtelnym róz˙nicowaniu poje˛ciowym stanów pozytywnych
przy równoczes´nie bogatszej i lepiej okres´lonej tres´ci poje˛c´, z czym idzie w parze subtel-
niejsze róz˙nicowanie poje˛ciowe stanów negatywnych i jednoczesne ubóstwo tres´ciowe
i niejasnos´c´ znaczeniowa „negatywnych poje˛c´”. Niejasnos´c´ znaczeniowa mogłaby prze-
jawiac´ sie˛ m. in. w mniejszej zgodnos´ci badanych przy ocenianiu znaczen´ konotacyjnych.
Tabele 1, 2, 3 i 4 dowodza˛, z˙e odchylenia standardowe sa˛ na ogół wie˛ksze (mniejsza
zgodnos´c´) przy wartos´ciach negatywnych niz˙ przy pozytywnych. Wyja˛tek stanowia˛ skale
„zamierzony–niezamierzony” i „przypadkowy–kontrolowany”, co s´wiadczy, z˙e badani
mieli taka˛ sama˛ (mała˛) jasnos´c´ przy ocenie na wymienionych skalach obydwu grup
wartos´ci.

4. Pary wartos´ci przeciwstawnych

Gdy zestawiono w pary wartos´ci o przeciwstawnych znaczeniach, okazało sie˛, z˙e odle-
głos´c´ znaczeniowa mie˛dzy nimi jest duz˙a w jednych parach i mała w innych. Odległos´c´
mie˛dzy przeciwstawnymi wartos´ciami bywa nazywana klarownos´cia˛. Im wie˛ksza odle-
głos´c´ znaczeniowa dzieli antonimiczne pary, tym wie˛ksza klarownos´c´

15

. Poniewaz˙ dwa

poje˛cia bardzo klarowne, tj. odległe znaczeniowo, trudno jest ze soba˛ pomylic´, zatem
moz˙na przyja˛c´, z˙e sa˛ one bardziej jednoznaczne niz˙ poje˛cia nieklarowne. Według naszej
pierwszej hipotezy, poje˛cia bardziej jednoznaczne konotacyjnie, tj. klarowne, sa˛ poje˛ciami
waz˙nych wartos´ci. Aby sprawdzic´ te˛ hipoteze˛, obliczono współczynniki korelacji (rp)
mie˛dzy rangami, a włas´ciwie mediami z rang, jakie uzyskały wartos´ci pozytywne w bada-
niu prowadzonym skala˛ Rokeacha i wskaz´nikami klarownos´ci. Stwierdzono wysoka˛ do-
datnia˛ korelacje˛ mie˛dzy waz˙nos´cia˛ i klarownos´cia˛ wartos´ci. W przypadku wartos´ci
ostatecznych wyraz˙ała sie˛ ona liczba˛ 0,69 (p<.01); w przypadku wartos´ci instrumentalnych
– liczba˛ 0,57 (p<.02).

Wartos´ci ostateczne okazały sie˛ ponadto bardziej klarowne niz˙ instrumentalne (tab.

5 i 6). Najbardziej klarowne ws´ród WO były pary: prawdziwa–fałszywa przyjaz´n´, pokój–
wojna oraz wolnos´c´–niewola. Najmniej klarowne: zbawienie–pote˛pienie i dostatnie z˙y-
cie–niedostatek. Dostatnie z˙ycie jest na ogół nisko oceniane przez młodziez˙, sta˛d niewielka
klarownos´c´ nie jest tu zaskoczeniem. Wartos´ci religijne natomiast nalez˙ały w badanej
grupie młodziez˙y do najwaz˙niejszych, dlatego mała odległos´c´ znaczeniowa mie˛dzy zba-
wieniem a pote˛pieniem jest szczególnie intryguja˛ca.

Ws´ród WI najbardziej klarowne sa˛ naste˛puja˛ce pary: uczciwy–nieuczciwy i kochaja˛-

cy–niekochaja˛cy, a najmniej pary: posłuszny–nieposłuszny, pogodny–smutny.

Uzasadnione wydaje sie˛ przypuszczenie, z˙e mała klarownos´c´ wszystkich wymienio-

nych par oznacza ambiwalencje˛ i ambitendencje˛ postaw. Ujmuja˛c rzecz inaczej: młodziez˙
nie jest do kon´ca pewna, jak oceniac´, co czuc´ i jak poste˛powac´ wobec tych sprzecznych
wartos´ci.

239

5. Dwuwymiarowa przestrzen´ semantyczna

Jak moz˙na zobaczyc´ na wykresie 2, wartos´ci pozytywne tworza˛ grupe˛ wyraz´nie odre˛bna˛
od wartos´ci negatywnych, co wydaje sie˛ zgodne z wynikami eksperymentu Golda i Rob-
binsa

16

nad struktura˛ pamie˛ci semantycznej. Zarówno na skali „dobry–zły” jak i na skali

„waz˙ny–niewaz˙ny”, wartos´ci negatywne uzyskały niz˙sze oceny niz˙ wartos´ci pozytywne.
Wynik ten potwierdza nasza˛ hipoteze˛ trzecia˛ (patrz takz˙e: tab. 1, 2, 3 i 4). Pewien wyja˛tek
stanowi wartos´c´ „posłuszny”, która oceniana jest jako wyraz´nie mniej dobra i waz˙na niz˙
inne wartos´ci pozytywne, a takz˙e jako mniej waz˙na, niz˙ niektóre wartos´ci negatywne
(zwłaszcza „zagroz˙enie narodowe” i „nieszcze˛s´cie”). Wynik ten wydaje sie˛ zrozumiały,
poniewaz˙ niemal we wszystkich polskich badaniach „posłuszen´stwo” jest wartos´cia˛ zaj-
muja˛ca˛ najniz˙sza˛ pozycje˛ w hierarchii wartos´ci.

Skala waz˙nos´ci oddziela od siebie wartos´ci negatywne i pozytywne w nieco mniejszym

stopniu niz˙ skala „dobry–zły”. Wartos´ci pozytywne rozpadaja˛ sie˛ dos´c´ wyraz´nie na dwa
podzbiory, z których podzbiór wartos´ci ostatecznych jest lepszy i waz˙niejszy niz˙ wartos´ci
instrumentalne (patrz takz˙e tab. 1 i 2). Jest to zgodne z twierdzeniem Rokeacha o wie˛kszej
centralnos´ci ostatecznych celów egzystencji i potwierdza nasza˛ hipoteze˛ druga˛. Podobna
zalez˙nos´c´ wyste˛puje mie˛dzy wartos´ciami ostatecznymi i instrumentalnymi o charakterze
negatywnym, przy czym zróz˙nicowanie dokonuje sie˛ tu głównie na skali waz˙nos´ci.
Negatywne wartos´ci ostateczne sa˛ na ogół bardziej waz˙ne i nieco bardziej złe w porówna-
niu z wartos´ciami instrumentalnymi (tab. 3 i 4).

Zwróc´my uwage˛ na to, z˙e obydwa wymiary przestrzeni semantycznej róz˙nicuja˛ w po-

dobnym stopniu wartos´ci negatywne, podczas gdy wartos´ci pozytywne sa˛ mniej rozrzuco-
ne wzdłuz˙ skali „dobry–zły” i bardziej – wzdłuz˙ skali waz˙nos´ci (zob. tab. 7). Ponadto,
wartos´ci pozytywne oceniane sa˛ dos´c´ podobnie (wie˛ksza zwartos´c´, wie˛ksze skupienie
punktów na wykresie) a wartos´ci negatywne – w sposób znacznie bardziej zróz˙nicowany
(wie˛ksze rozproszenie punktów na wykresie – por. tab. 7). To wie˛ksze rozproszenie jest
charakterystyczne przede wszystkim dla negatywnych WO. Zwartos´c´ wartos´ci pozytyw-
nych i rozproszenie negatywnych jest argumentem na rzecz wczes´niej przedstawionej tezy
o subtelniejszym zróz˙nicowaniu poje˛ciowym dos´wiadczen´ negatywnych w zestawieniu
z pozytywnymi.

Interpretuja˛c powyz˙sze wyniki nalez˙y dodatkowo stwierdzic´, z˙e ludzie (byc´ moz˙e

zwłaszcza ludzie młodzi) nie doceniaja˛ wagi wartos´ci negatywnych. Jest to prawdopodob-
nie zwia˛zane z działaniem mechanizmu obronnego, który prowadzi do przekonania, iz˙ tak
naprawde˛, to, co złe, nie moz˙e nam sie˛ przydarzyc´. Skoro złe rzeczy sa˛ subiektywnie mało
prawdopodobne, to nie moga˛ byc´ zbyt waz˙ne. W przypadku, gdy dos´wiadczenia osobiste
w sposób wyraz´ny przecza˛ takim przekonaniom, ludzie odste˛puja˛ od nich. A złe dos´wiad-
czenia stały sie˛ udziałem naszych badanych. Pamie˛tajmy, z˙e badania prowadzono
w paz´dzierniku 1981 roku, na krótko przed wprowadzeniem stanu wojennego, kiedy to
atmosfera zagroz˙enia była bardzo wyraz´na. Tym zapewne moz˙na tłumaczyc´ wyja˛tkowo
duz˙a˛ wage˛ przypisywana˛ „zagroz˙eniu narodowemu”.

Co do „nieszcze˛s´cia”, to – jak sie˛ zdaje – waz˙nos´c´ jest prawdopodobnie jego cecha˛

denotacyjna˛. Zwykle mówi sie˛ o wielkim nieszcze˛s´ciu lub ogromie i pas´mie nieszcze˛s´c´.

240

6. Elementarna analiza powia˛zan´

Jak wspomniano, elementarna analiza powia˛zan´ wymusza niejako zaliczenie kaz˙dego
elementu do jakiejs´ grupy. Dla porównania, taksonomia wrocławska (która w naszym
przypadku okazała sie˛ mniej przydatna) prowadzi do wyodre˛bniania grup, ale takz˙e
pozostawia osobno niektóre pojedyncze elementy. Koniecznos´c´ zaliczenia wszystkich
elementów do jakiejs´ grupy powoduje, z˙e niektóre z wyodre˛bnionych grup sa˛ mało
sensowne. Aby moz˙liwe było dokładniejsze spojrzenie na owe „bezsensowne” zbiory,
elementarna˛ analize˛ powia˛zan´ uzupełniono wskaz´nikami odległos´ci mie˛dzy kaz˙da˛ sa˛sia-
duja˛ca˛ w grupie para˛ elementów. Zwykle element, ła˛cza˛cy sie˛ z grupa˛, niezbyt sensownie
jest oddzielony od niej długim odcinkiem. Długos´c´ odcinka jest wskaz´nikiem odległos´ci
znaczeniowych. Na prezentowanych schematach (wykresy 3–6) strzałka oznacza, z˙e dana
wartos´c´ w zbiorze jest najbardziej podobna znaczeniowo do wartos´ci wskazanej strzałka˛.
Dwie strzałki oznaczaja˛, z˙e w całym zbiorze wartos´ci para wartos´ci poła˛czona strzałkami
jest do siebie znaczeniowo najbardziej podobna.

Jak sie˛ wydaje, takz˙e i ta analiza s´wiadczy o wie˛kszym zróz˙nicowaniu poje˛ciowym

dos´wiadczen´ negatywnych i mniejszym – pozytywnych, bowiem to, co jest bardzo zróz˙-
nicowane, trudniej jest poła˛czyc´ w sensowna˛ grupe˛.

Poniewaz˙ analizowano az˙ 4 zbiory wartos´ci (WO+, WO–, WI+, WI–), w tym miejscu

zostana˛ przedstawione jedynie wyniki najbardziej interesuja˛ce. Pełny zestaw omawianych
analiz moz˙na znalez´c´ w wykresach 3–6.

W przypadku WO+ naste˛puja˛ce wartos´ci tworza˛ odre˛bna˛ grupe˛: bezpieczen´stwo ro-

dziny, bezpieczen´stwo narodowe i pokój na s´wiecie. Jak moz˙na sie˛ domys´lac´, wspólnym
mianownikiem dla tej trójki jest bezpieczen´stwo. Ws´ród wartos´ci negatywnych podobne
konotacje rodzi zagroz˙enie narodowe i zagroz˙enie rodziny. Tak wie˛c przeciwien´stwa
omawianych wartos´ci pozytywnych sa˛ równiez˙ ze soba˛ zwia˛zane.

Inna˛ sensowna˛ grupe˛ zdaja˛ sie˛ tworzyc´ wartos´ci, które skupia wokół siebie „przyje-

mnos´c´”. Dostatek albo komfort materialny, bogactwo wraz˙en´ i doznania estetyczne daja˛
wspólnie z przyjemnos´cia˛ zbiór wartos´ci hedonistycznych.

Na uwage˛ zasługuja˛ jeszcze bliskie zwia˛zki znaczeniowe mie˛dzy „uznaniem społecz-

nym” i „równowaga˛ wewne˛trzna˛”. Zdaja˛ sie˛ one sugerowac´ istnienie wzajemnych zalez˙-
nos´ci przyczynowych. Oto uznanie ze strony innych ludzi przyczyniałoby sie˛ do utrzyma-
nia równowagi wewne˛trznej jednostki; z drugiej strony, jednostki równowaz˙one mogłyby
liczyc´ na wie˛ksze uznanie ze strony swoich bliskich. Omawiana zalez˙nos´c´ jest tym bardziej
interesuja˛ca, z˙e równiez˙ przeciwien´stwa analizowanych obecnie wartos´ci, tj. „brak uznania
społecznego” i „brak równowagi wewne˛trznej” sa˛ sobie bliskie znaczeniowo. Takie ana-
logiczne powia˛zania wartos´ci pozytywnych i negatywnych nie sa˛ zbyt cze˛ste.

Najmniej podobne do pozostałych wartos´ci ostatecznych jest „z˙ycie pełne wraz˙en´”

i „dostatnie z˙ycie”. Obydwie wartos´ci sa˛ nie tak bardzo dobre i waz˙ne jak pozostałe.

Ws´ród pozytywnych WI wyodre˛bniaja˛ sie˛ dwie grupy wartos´ci moralnych. Do pier-

wszej z nich nalez˙a˛: uczciwy, kochaja˛cy i odpowiedzialny. Kochaja˛cy i delikatny stosunek
do innych ludzi stanowi rdzen´ tej grupy. Stosunek ów wyznaczałby uczciwe i odpowie-
dzialne poste˛powanie wobec innych. E. Fromm

17

w ksia˛z˙ce pos´wie˛conej sztuce miłos´ci

twierdzi, z˙e miłos´c´ implikuje odpowiedzialnos´c´; obecne badania zdaja˛ sie˛ s´wiadczyc´, z˙e
miłos´c´ implikuje takz˙e uczciwos´c´.

241

Druga grupa wartos´ci moralnych koncentruje sie˛ wokół uczynnos´ci (pomocy). Zwia˛zki

konotacyjne ła˛cza˛ niesienie pomocy z odwaga˛ i wybaczeniem. W wielu sytuacjach niesie-
nie pomocy zdaje sie˛ wymagac´ odwagi; z drugiej strony, nie tylko odwaga, ale i umieje˛t-
nos´c´ wybaczania ułatwiaja˛ udzielenie pomocy. Zwróc´my uwage˛ na to, z˙e ms´ciwos´c´ jest
konotacyjnie najbardziej podobna do nieuczynnos´ci.

Kolejna˛ grupe˛, duz˙a˛ i niejednolita˛, tworza˛ w przewaz˙aja˛cej cze˛s´ci wartos´ci kompeten-

cyjne. Centrum grupy stanowia˛ „szerokie horyzonty umysłowe”, z którymi ła˛czy sie˛
intelektualizm, logicznos´c´ i niezalez˙nos´c´. Ta ostatnia nalez˙y co prawda do grupy wartos´ci
moralnych, ale zwia˛zek nie wydaje sie˛ przypadkowy. Powszechnie wiadomo, z˙e cecha˛
ludzi inteligentnych i twórczych jest niezalez˙nos´c´ intelektualna, która umoz˙liwia twór-
czos´c´.

Ws´ród wartos´ci negatywnych sa˛ ze soba˛ blisko zwia˛zane: ograniczonos´c´ jako przeci-

wien´stwo szerokich horyzontów, nielogicznos´c´ i zalez˙nos´c´.

„Wyobraz˙enia” i „uzdolnienia” to dwie naste˛pne wartos´ci kompetencyjne powia˛zane

nieco luz´niej z omawiana˛ grupa˛.

Negatywne wartos´ci ostateczne tworza˛ pie˛c´ grup. Najbardziej sensowna wydaje sie˛ ta,

która ła˛czy ze soba˛ niewole˛, nierównos´c´ i wojne˛. Wojna pocia˛ga za soba˛ m. in. niewole˛,
a niewola jest z natury nierówna. W grupie negatywnych wartos´ci ostatecznych najbar-
dziej odległa znaczeniowo jest fałszywa przyjaz´n´. Badani oceniali ja˛ jako jedna˛ z wartos´ci
najbardziej złych i jednoczes´nie najmniej waz˙nych.

Jeszcze mniej sensowne wydaja˛ sie˛ grupy wartos´ci negatywnych o charakterze instru-

mentalnym. Ich powstanie jest bardziej konsekwencja˛ zastosowania metody grupowania,
niz˙ bliskich i naturalnych podobien´stw konotacyjnych. Wartos´ciami „nietypowymi” sa˛
w tym zbiorze „nieuczciwos´c´” i „smutek”. Nieuczciwos´c´ nalez˙y do najbardziej negatyw-
nych i jednoczes´nie najmniej waz˙nych wartos´ci. Niedocenianie waz˙nos´ci nieuczciwych
zachowan´ jest zaskakuja˛ce przy bardzo wysokich ocenach uczciwos´ci.

„Smutek” z kolei nalez˙y do najwaz˙niejszych wartos´ci instrumentalnych i jednoczes´nie

do najmniej złych. Jest to zapewne wyraz szacunku, jaki mamy dla smutku lub wyraz
ambiwalencji postaw.

Pewnym uzupełnieniem i potwierdzeniem wniosków płyna˛cych z elementarnej analizy

powia˛zan´ sa˛ dendryty analizy hierarchicznej (wykresy 7–10).

Ogólna˛ uwage˛, która przychodzi na mys´l na zakon´czenie prezentacji poszczególnych

wyników, moz˙na wyrazic´ naste˛puja˛co: Technika dyferencjału semantycznego, mimo
wszystkich swoich ograniczen´, pozwoliła uzyskac´ pewien wgla˛d w pokrewien´stwa zna-
czeniowe obszernego zbioru wartos´ci. Przyszłe badania nad wartos´ciami, prowadzone ta˛
technika˛, mogłyby pójs´c´ w dwu kierunkach. Pierwszy z nich oznaczałby po prostu pełniej-
szy dobór skal, tak aby reprezentowały one wszystkie główne wymiary (Wartos´c´, Aktyw-
nos´c´, Siłe˛). Drugi – sprowadzałby sie˛ do analizowania róz˙nych zbiorów wartos´ci, np.
wartos´ci typowych dla polskiego społeczen´stwa lub wybranych grup socjologicznych.

242

243

244

245

246

247

248

Wykres 2

Wykres 3

Elementarna analiza powia˛zan´, WO+

I. Wolnos´c´ ma˛dros´c´ szcze˛s´cie

II. S

´ wiat pie˛kna przyjemnos´c´ z˙ycie pełne wraz˙en´

dostatnie z˙ycie

III. Równos´c´ zbawienie poczucie dokonania

IV. Bezbieczen´stwo rodziny bezpieczen´stwo narodowe pokój na s´wiecie

V. Uznanie społeczne rónowaga wewne˛trzna

dojrzała

miłos´c´

poczucie

własnej godnos´ci

prawdziwa

przyjaz´n´

0.66

0.66

0.97

0.53

0.83

1.05

0.50

0.38

0.55

0.53

0.57

0.55

1.04

1.04

249

Wykres 4

Wykres 5

Elementarna analiza powia˛zan´, WO–

I. Pote˛pienie

nieszcze˛s´cie niedostatek

II. przykros´c´ zagroz˙enie rodziny

III. Nierównos´c´ niewola wojna fałszywa przyjaz´n´

IV. Niedojrzała miłos´c´ s´wiat brzydoty

V. Głupota monotonne z˙ycie

poczucie, z˙e

niczego sie˛

nie dokonało

brak uznania

społecznego

brak równowagi

wewne˛trznej

zagroz˙enie

narodowe

0.80

0.60

1.29

1.61

1.04

1.12

0.86

1.05

1.38

1.15

1.40

1.16

2.50

Brak poczucia

własnej godnos´ci

Elementarna analiza powia˛zan´, WJ+

niezalez˙ny

I. Logiczny pogodny posłuszny

intelektualista uzdolniony

II. Ambitny opanowany uprzejmy czysty

III. Uczciwy kochaja˛cy odpowiedzialny

IV. Odwaz˙ny pomocny wybaczaja˛cy

o szerokich

horyzontach

obdarzony

wyobraz´nia˛

0.88

0.91

0.43

0.50

2.20

1.04

0.57

0.60

0.43

0.62

0.42

1.07

0.56

0.48

250

Wykres 6

Wykres 7

Elementarna analiza powia˛zan´, WJ–

I. Nieposłuszny niekochaja˛cy nieuprzejmy nieuczynny nieuczciwy

tchórz ms´ciwy

II. Brudny bez ambicji nieodpowiedzialny nielogiczny zalez˙ny

ograniczony

III. Prostak niezdolny smutny

IV. Nieopanowany bez wyobraz´ni

0.72

0.61

1.12

1.26

0.66

0.77

1.08

0.85

1.06

0.88

1.230

0.69

0.93

0.42

251

Wykres 8

252

Wykres 9

253

Wykres 10

254

Przypisy

1

I. K u r c z, Poznawczy i je˛zykowy status informacji deskryptywnych i ewaluatywnych, „Studia Psycho-

logiczne”, 1983, XXI, z. 1–2, s.21–33.

2

J. C z a p i n´ s k i, Dyferencjał semantyczny, (w:) Materiały do nauczania psychologii, pod red. L. Woło-

szynowej, PWN, Warszawa 1978, t.3, s.257–275.

3

J. T r z e b i n´ s k i, Współczesne badania nad poje˛ciami, (w:) Psychologia procesów poznawczych. Wybra-

ne zagadnienia, pod red. M. Goszczyn´skiej, Wydawnictwa Uniwersytetu Warszawskiego, Warszawa 1986,
s.93–122.

4

J. R e y k o w s k i, Motywacja postawy prospołecznej a osobowos´c´, PWN Warszawa 1979.

5

R. H o m a n t, Semantic differential ratings and the rank-ordering of values, „Educational and Psychologi-

cal Measurment”, 1969, 29, s.885–889.

6

R. H o m a n t, Denotative meaning of values, „Personality”, 1970, 1, s.213–219.

7

M. R o k e a c h, The nature of human values, The Free Press, N. J., 1973.

8

J. A. G o l d, M. A. R o b b i n s, Attitudes and values: A further test of the semantic memory model, „J. of

Socjal Psychology” 1979, 108, s.75–81.

9

Praca niniejsza została cze˛s´ciowo sfinansowana z funduszu badan´ we˛złowych CPBP 08.05 „Polska kultura

narodowa, jej tendencje rozwojowe i percepcja” w ramach tematu 3.07.10.12/86 (Słownik aksjologiczny).

10

M. R o k e a c h, op. cit., P. B r z o z o w s k i, „Skala Wartos´ci” – polska wersja testu Miltona i jej teore-

tyczne podstawy. „Przegla˛d Psychologiczny” 1986, 2, s.527–540.

11

J. P. M c K i n n e y, The development of values: A perceptual interpretation, „J. of Personality and Social

Psychology”, 1975, 31, 5, s.801–807.

12

A. B r z e z i n´ s k a, O zastosowaniu taksonomii wrocławskiej w badaniach pedagogicznych, „Kwartalnik

Pedagogiczny”, 1979, 92, 2, s.79–91.

13

A. B r z e z i n´ s k a, op. cit., K. G e˛ b a r s k i, Elementarne metody grupowania zmiennych, „Biuletyn

Psychometryczny”, 1968, 2, s.145–174.

14

Obliczenia do niniejszej pracy wykonała mgr Anna Karczewska z Zakładu Metod Numerycznych UMCS.

Autor artykułu dzie˛kuje równiez˙ dr Radosławowi Ł. Drwalowi za pomoc w przeprowadzaniu grupowania
wartos´ci technika˛ hierarchicznej analizy powia˛zan´.

15

Por. J. P. M c K i n n e y, op. cit.

16

J. A. G o l d, M. A. R o b b i n s, op. cit.

17

E. F r o m m, O sztuce miłos´ci, PIW, Warszawa 1971.

255

256