Linköpings universitet
Linköpings universitet | Institutionen för datavetenskap
Examensarbete på grundnivå, 16hp | Kognitionsvetenskap
2020 | LIU-IDA/KOGVET-G–20/033–SE-EX-G--20/033--SE
Kognition och beslutsfattning
–
Kognitiva förmågor och relationen till kapaciteten att ta bra
be-slut
Cognition and decision making
–
Cognitive abilities and the capacity to make good decisions
Róbert Snær Hilduson
Handledare : Kenny Skagerlund Examinator : Erkin AsutayUpphovsrätt
Detta dokument hålls tillgängligt på Internet - eller dess framtida ersättare - under 25 år från publice-ringsdatum under förutsättning att inga extraordinära omständigheter uppstår.
Tillgång till dokumentet innebär tillstånd för var och en att läsa, ladda ner, skriva ut enstaka kopi-or för enskilt bruk och att använda det oförändrat för ickekommersiell fkopi-orskning och för undervisning. Överföring av upphovsrätten vid en senare tidpunkt kan inte upphäva detta tillstånd. All annan använd-ning av dokumentet kräver upphovsmannens medgivande. För att garantera äktheten, säkerheten och tillgängligheten finns lösningar av teknisk och administrativ art.
Upphovsmannens ideella rätt innefattar rätt att bli nämnd som upphovsman i den omfattning som god sed kräver vid användning av dokumentet på ovan beskrivna sätt samt skydd mot att dokumentet ändras eller presenteras i sådan form eller i sådant sammanhang som är kränkande för upphovsman-nens litterära eller konstnärliga anseende eller egenart.
För ytterligare information om Linköping University Electronic Press se förlagets hemsida http://www.ep.liu.se/.
Copyright
The publishers will keep this document online on the Internet - or its possible replacement - for a period of 25 years starting from the date of publication barring exceptional circumstances.
The online availability of the document implies permanent permission for anyone to read, to down-load, or to print out single copies for his/hers own use and to use it unchanged for non-commercial research and educational purpose. Subsequent transfers of copyright cannot revoke this permission. All other uses of the document are conditional upon the consent of the copyright owner. The publisher has taken technical and administrative measures to assure authenticity, security and accessibility.
According to intellectual property law the author has the right to be mentioned when his/her work is accessed as described above and to be protected against infringement.
For additional information about the Linköping University Electronic Press and its procedu-res for publication and for assurance of document integrity, please refer to its www home page: http://www.ep.liu.se/.
Sammanfattning
Tidigare forskning på beslutsfattning har undersökt delar av kognition och dess in-blandning i processen. Många studier som undersökt hur man tar bra beslut har gjort det med prestationsmått från kognitiva tester som menar att mäta beslutsfattningskompetens gentemot särskilda kompetensfaktorer. Därför har den nuvarande studien använt data från experiment med denna typ av data för att besvara hur specifika kognitiva förmågor predi-cerar prestation i beslutsfattningsuppgifter genom logistiska regressionsanalyser. Resulta-tet motsäger delvis tidigare fynd i litteraturen då inga mått på kognitiva förmågor visade sig vara signifikanta prediktorer av prestation i beslutsfattningsuppgifterna, anledningar till detta och potentiella problem med analysen upplyses i denna rapportens diskussion.
Författarens tack
Stort tack till min handledare Kenny Skagerlund och examinator Erkin Asutay på IBL. Tack till Kenny Skagerlund för sin handledningsinsats och stabila vägledande genom kandidat-arbetets gång. Särskild tacksam för det under tiden då distanslägets konsekvenser tillinte-gjort mitt arbete ditills. Vill också tacka Niklas Carlsson på IDA chansen att få vara del av ett spännande forskningsprojekt och det grannlaga bemötandet när jag gav besked att mitt examensarbete inte längre kunde ske i samband med hans projekt.
Innehåll
Sammanfattning iii Författarens tack iv Innehåll v Figurer vi Tabeller vii 1 Inledning 1 1.1 Bakgrund . . . 1 1.2 Syfte . . . 5 1.3 Frågeställningar . . . 5 1.4 Avgränsningar . . . 5 2 Teori 6 2.1 Kognitiva Förmågor . . . 6 2.2 Beslutsfattningskompetens . . . 8 3 Metod 9 3.1 Datainsamling . . . 9 3.2 Kognitiva test . . . 10 3.3 Beslutsfattningstest . . . 11 3.4 Explorativ analys . . . 15 4 Resultat 16 4.1 Deskriptiv Statistik . . . 16 4.2 Regressionsstatistik . . . 16 5 Diskussion 22 5.1 Resultatdiskussion . . . 22 5.2 Metoddiskussion . . . 24 6 Slutsats 25 Litteratur 26Figurer
1 Exempel på hur en matris i RAPM kan se ut. . . 10 2 Uppgift 2 från Jelly Bean-test. . . 13 3 Betingelse A från 5-cent loss bet test . . . 14
Tabeller
1 Logistisk regressionsanalys av Mr Jones release-betingelsen . . . 17 2 Parameter Estimates från regression av prestationsmått från uppgift 1 i Jelly Bean
testet . . . 17 3 Parameter Estimates från regression av prestationsmått från uppgift 2 i Jelly Bean
testet . . . 18 4 Parameter Estimates från regression av prestationsmått från uppgift 3 i Jelly Bean
testet . . . 18 5 Logistisk regressionsanalys av kognitiva förmågors förutsägbarhet av prestation
på PDE-uppgift 1. . . 20 6 Logistisk regressionsanalys av kognitiva förmågors förutsägbarhet av prestation
på PDE-uppgift 2 . . . 20 7 Logistisk regressionsanalys av kognitiva förmågors förutsägbarhet av prestation
på PDE-uppgift 3 . . . 21 8 Logistisk regressionsanalys av kognitiva förmågors förutsägbarhet av prestation
1
Inledning
Människor är medvetna om faktumet att deras handlingar medför konsekvenser, som varie-rar i form och betydelse. Kunskapen att ens handlingskraft har en verkan på ens omgivning är universellt hos människor och det överskrider demografiska och kulturella avgränsningar. Människor tenderar att härleda information om både framtiden och det förflutna med före-ställningar av möjliga konsekvenser från sina beslut. Denna naturligt förekommande känne-dom av orsak och verkan genomsyrar kultur och samhälle genom ordspråk, normer, princi-per, regler och lagar. Beslutsfattning är således allestädes närvarande i hur människor navi-gerar tid och rymd för framgång och elände. Denna beslutsfattningsförmåga är en mänsklig egendomlighet som kännetecknar mänskligt medvetande, kognition och tanke. Hur egen-skaper av kognitiva förmågor underbygger vår beslutsfattning uppmanar till granskning av sambandet mellan deras komponenter.
Forskare har länge undersökt hur individer bedömer beslutsalternativ och hur det leder till felslut, till och med utvecklas tekniska lösningar exempelvis digitala beslutstöds-system. I det nuvarande forskningsprojektet har man samlat in data kring bland annat förekomsten av och faktorer till felslut, skillnader i beslutsfattning människor emellan samt hur underlig-gande psykologiska fenomen och kognitiva förmågor spelar in vid beslutsfattning.
1.1
Bakgrund
Mönster av paralogiska felslut vid bedömning och beslutsfattning har beskrivits av beteen-devetare i varierande discipliner. Man har observerat en frekvent förekommande beslutsfatt-ning som aktivt strider mot den normerande logiken hos beslutsproblemet. Fenomenet är väl dokumenterat (Bartels, 2006; Peters, 2012; Peters, Västfjäll, Slovic, Mertz, Mazzocco och Dickert, 2006; Slovic, Finucane, Peters och MacGregor, 2004) och uttrycker sig på en rad oli-ka former. En intressant variation av icke-normativ beslutsfattning som belyser invidivers preferens för proportionellt relativt till ackumulativt sparande rapporteras i Bartels (2006) fyra experiment på proportionsdominans (en: Proportion Dominance). Kort sagt så är pro-portionsdominans ekvivalent med ett maximerande av relativt sparande på bekostnad av ett absolut sparande (Bartels, 2006). Alltså att man väljer ett sparande som inte är optimalt. Bartels fynd indikerar på ett flertal aspekt som möjligtvis påverkar hur proportionsprefe-rens kan komma att uttryckas. Resultaten från två av hans experiment visar tillsammans hur Proportionsdominans-effekten varierar som en funktion av individers benägenhet att
reso-1.1. Bakgrund
nera intuitivt från personlig empirisk erfarenhet kontra att engagera sig i en reflekterande tankeverksamhet. Även beslutsstrategi och problemdomän föreslås ha ett funktionellt bero-ende i avsikt till hur de varierar inom individer. Att kognitiv stil som indikativ av beslutsfat-tares preferens för ett relativt kontra ett ackumulativt sparande (Bartels, 2006) ingår i skaran av tidigare forskning på felslut, därav flera som stödjer iden att kognitiv stil spelar in i indi-viders beslutsfattning. Bartels föreslår även, baserat på sina resultat och tidigare forskning, att personer som föredrar att resonera genom reflekterande och utförlig analys av problemet må ha starkare förutsättningar att motstå felslut än individer med en intuitiv disposition till beslutsfattning.
Ett särskilt fångande fenomen observerat i litteraturen är motivet av felslut till följd av olika bias vid heuristisk beslutsfattning. Att kognitiv stil spelar in i vissa aspekt av besluts-fattning förstärks i andra studier (Brand, Laier, Pawlikowski och Markowitsch, 2009; Stano-vich och West, 2008). Då kognitiv stil är en disposition kring resonemang fokuserar nuva-rande studie specifikt på deltagarnas reflektionsförmåga med prestationsmått från Cognitive Reflection Task (Frederick, 2005) i samband med beslutsfattningskompetens snarare än be-nägenheten till en viss stil av tänkande. Dock är förmågan att motstå en till synes uppenbar lösning som i själva verket är inkorrekt och istället reflektera över beslutet för att komma fram till rätt svar är rimligen kopplat till vilken kognitiv stil man föredrar. Hur detta relaterar till beslutsfattning är därför av intresse för nuvarande studie.
Bra beslutsfattning förknippas ofta med intelligens och det finns mått på beslutsfattnings-kompetens som korrelerar starkt med mått på intelligens (Bruine de Bruin, Parker och Fisch-hoff, 2007).
Generellt sett associeras intelligens med beslutsfattningsförmåga, men andra kognitiva förmågor verkar vara ännu starkare förebud av en högkvalitativ beslutsfattningsförmåga (Bröder, 2003; Stanovich och West, 2008), i huvudsak numerisk uppfattningsförmåga (Del Missier, Mäntylä och De Bruin, 2012; Sobkow, Olszewska och Traczyk, 2020).
Ytterligare har man även gjort undersökningar på hur individers numeracitet (eng. nume-racy) påverkar felaktigheter i beslutsfattning (Peters, Västfjäll, Slovic, Mertz, Mazzocco och Dickert, 2006; Slovic, Finucane, Peters och MacGregor, 2004). Hur specifika mått på numeris-ka förmågor numeris-kan relateras till beslutsfattning är till författarens uppfattning fortfarande inte helt känt och därmed av stort intresse för denna studien. Studier som undersökt specifika komponenter av numeracitet och beslutsfattning väcker funderingar kring vilka roller dessa numeriska kunskaper spelar i beslutsfattningskompetens. En polsk studie från tidigare i år som utforskade förhållandet mellan kognitiva förmågor och beslutsutfall tog samlade mått på deltagarnas numeriska förmåga genom tre komponenter av numeracitet: statistisk nume-racitet, subjektiv numeracitet och approximativ numenume-racitet, alltså förmågan att uppskatta mängder utan att räkna också kallat icke-symbolisk taluppfattning. Den sistnämnda kom-ponenten korrelerade starkt med förmågan att undvika negativa beslutsutfall, vilket föreslås tyda på att överlägsen belsutsfattning inte bara förutsätts av en förmåga till numerisk bear-betning men även icke numeriska faktorer av hur talen uppfattas eller "känns". Detta stärks av fynd från Peters et al (2006), och annan tidigare forskning som pekar till att man man uppfattar tal rent affektivt och att det tyder på viss påverkan på beslut kring siffror och tal särskilt vid risk diskuteras i Peters (2012). Även andra kognitiva förmågor visade lovande samband till mått på överlägsen beslutsfattning, som exempelvis flytande intelligens vid be-slutsfattning kring risk och kognitiv reflektion vid beslut betingade av recognition memory, en underkategori till deklarativt minne (kapaciteten för igenkänning av personer, objekt och annan deklarativ information vid val). (Sobkow, Olszewska och Traczyk, 2020)
Numeracitet som kognitiv förmåga verkar alltså vara ett lovande mått att använda för att bidra till ökad förståelse av vad som underligger beslutsfattningskompetens. Författaren menar att med prestationsmått från tester på just numeracitet granska sambandet till besluts-fattningskompetens.
1.1. Bakgrund
Beslutsfattning är en integral del av problemlösning och ens förmåga att fatta bra beslut är nära förknippat till framgång i flera livsaspekter. Därför skulle det även vara av intresse att undersöka vilka specifika kognitiva förmågor som underligger detta.
Det är av intresse att extrahera meningsfulla slutsatser kring hur de kognitiva aspekten och beslutsfattningskompetens ger konkreta effekter i omvärlden och samhället. Rimligen bör bra beslutsfattning gå hand i hand med framgång och tillfredsställelse i livet. Med bra förmåga till beslutsfattning medföljer en ökad skicklighet för att navigera sin omvärld, kring fler motgångar och generera positiva utfall.
Tidigare studier presenterar stöd för antagandet att beslutsfattningskompetens och under-liggande kognitiva förmågor predicerar människors akademiska framgång (Giofrè, Borella & Mammarella, 2017), arbetslivsframgång (Danner, Hagemann, Schankin, Hager och Fun-ke, 2011), ekonomiskt välstånd och tillväxt (Estrada-Mejia, De Vries och Zeelenberg, 2016; Estrada-Mejia, Peters, Dieckmann, Zeelenberg, De Vries och Baker, u. å) samt tillfredsställel-se med livet. Emellertid existerar fortfarande ett relativt tomrum i kunskapen för relationen mellan numeracy, intelligens, kognitiv reflektion och exekutiva funktioner i relation till be-slutsfattning. Den nuvarande studien kan tillföra ytterligare bevis och kompensera för det existerande gap i kunskap genom analys av rigorösa data, och slutligen bidra till en mer konkret uppfattning av kognitiva förmågor i relation till beslutsfattning.
Det aktuella forskningsarbetet
Arbetet är en del av ett bredare forskningsarbete på kognition och beslutsfattningskompe-tens. Det aktuella forskningsarbetet har hittills producerat ett flertal andra studier utifrån samma datamaterial (Lind, Ahmed, Skagerlund, Strömbäck, Västfjäll & Tinghög, 2020; Pe-ters, Västfjäll, Slovic, Mertz, Mazzocco & Dickert, 2006; Skagerlund, Lind, Strömback, Ting-hög & Västfjäll, 2018; Skagerlund, Östergren, Västfjäll & Träff, 2019; Strömbäck, Lind, Ska-gerlund, Västfjäll & Tinghög, 2017). Samtliga av de ovannämnda studierna har det gemen-samt i sitt syfte att utforska relationer mellan beteende, beslutsfattning och olika kognitions-psykologiska prestationsmått. Så vitt författaren förstår har data från dessa insamlingar an-vänts i fyra olika studier varav en publicerades tidigare i år. Artikeln var skriven av Thérèse Lind et al. som studerade hur finansbeteenden (i.e beslutfattning kring egna finanser) hos personer relaterar till deras grad av objektiv och subjektiv finanskunnighet. Till denna studie nyttjade Lind och hennes kollegor data från en stor enkätinsamling (N > 2000) (Lind, Ah-med, Skagerlund, Strömbäck, Västfjäll och Tinghög, 2020). För att formulera och utreda sina hypoteser kring dessa potentiella samband samlades också prestationsmått på de förmågor av intresse för deras olika ansatser. Från dessa data har minst fyra olika studier utförts med respektive forskningsartikel publicerats. Vardera studie undersökte beteenden eller besluts-fattning gällande antingen finans, matematisk förmåga, påverkan av affekt på matematisk prestation samt mått på kognition som exekutiv funktion och arbetsminne.
Ellen Peters har tillsammans med Daniel Västfjäll med flera utforskat hur numeracitet, alltså förmågan att förstå, tolka och transformera tal och siffror, relaterar till hur väl man utför beslutsfattningsuppgifter. (Peters, Västfjäll, Slovic, Mertz, Mazzocco & Dickert, 2006). Syftet var alltså att ta reda på hur förmågan att hantera numerisk information speglade sig i prestation på beslutsuppgifter, specifikt hur väl deltagarna kunde tolka och förvandla san-nolikheter och därmed motstå framing-effect bias. Skagerlund et. al fortsatte undersöka nu-meracitet i en senare studie som riktade sin uppmärksamhet mot matematisk ångest (Ska-gerlund, Östergren, Västfjäll & Träff, 2019). Denna studien framhäver ytterligare hur emotion kan påverka numeracitet, något som motiverar till fortsatt granskning av numeracitet i rela-tion till beslutsfattningskompetens vid beslut av statistisk eller annars numerisk framing.
Man har även i samband med den aktuella studien undersökt finansiellt välmående och finansbeteenden i relation till kognitiva förmågor, beteenden och attityder (Lind, Ahmed, Skagerlund, Strömbäck, Västfjäll & Tinghög, 2020; Strömbäck, Lind, Skagerlund, Västfjäll & Tinghög, 2017). I sin studie från 2017 valde Strömbäck et al. att titta närmare på aspekter
1.1. Bakgrund
relaterade till själv-kontroll och preferens för genomtänkta resonemang, specifikt subjektiva mått av personlighetsdrag, beteenden, emotionellt mående och personlig preferens. I Ska-gerlund et al. (2018) fortsatte analysen av kognition och finansbeteenden, dock med ett fokus på hur kognitiva förmågor och emotionella faktorer som utforskats i tidigare studier (Ström-bäck, Lind, Skagerlund, Västfjäll & Tinghög, 2017) kan förutspå även finanskunnighet. Här var intresset riktat mot finanskunnighet som sitt egna konstrukt utöver bara dess influens på finansbeteenden, exempelvis hur emotionell påverkan hindrar utvecklingen av finanskun-nighet. Detta i syfte att bidra med underlag för potentiella insatser för att underlätta lärandet och utvecklingen av finanskunnighet.
Forskarna anlitade ett av de ledande forskningsföretagen i Sverige för att hantera enkä-tinsamlingen. Genom att anlita en utomstående researchbyrå får man större räckvidd gällan-de populationen. Detta kan potentiellt ge stickprovet bättre representativ förmåga mot gällan-den svenska befolkningen. Enkäten var utformad för att samla in data på deltagarnas finansbe-teenden, personlighetsdrag och attityder. Utöver det samlades även demografisk data in i form av kön, ålder, utbildning och månadsinkomst. Demografisk data var normalfördelad för alla variabler, vilket talar till ett representativt stickprov. Totalt samlades data in från 2063 individer varav 1048 kvinnor och 1015 män mellan åldrarna 20-75. Även prestationsmått från separata deltagarexperiment har använts i det aktuella forskningsarbetet. Stickprovet för det datamaterial relevant för arbetet som denna rapport bygger på består av de individer som deltog i båda datainsamlingarna, totalt 200 individer. Ytterligare deskriptiv statistik på stick-provet presenteras i avsnittet Metod.
Skälet till detta arbete är att genom utförlig litteraturanalys av tidigare kognitionsveten-skaplig forskning och explorativ analys av en samling data från föregående kognitionsve-tenskapliga studier besvara frågor kring kognitiva förmågor och beslutsfattningsbeteende. Därmed menar litteraturanalysen att informera explorativ och statistisk analys av tillgängligt datamaterial i syfte att generera meningsfull kunskap gällande olika kognitiva förmågor och relationen till olika dimensioner av människors beslutsfattning. Datasamlingen omfattar data på flera olika kognitiva och psykologiska aspekt från ett stickprov på över nära 200 individer. Trots detta har dessa inte använts till att besvara frågor utanför respektive forskningsrappor-ter de underbygger. Därför motiveras detta arbete av detta tillfälle att formulera och besvara en forskningsfråga lämpad till kunskapsluckan som identifierats utan tidskostnaden av att planera, rekrytera och genomföra en egen datainsamling.
Ett intressant fenomen av beslutsfattningsbeteenden är vad som på engelska benämns i litteraturen som Proportion Dominance, en vanlig företeelse vid beslut som innefattar vins-ter eller förlusvins-ter i samband med numeriska referenspunkvins-ter. Forskning på detta fenomen visar ett mönster i mänsklig beslutfattning, står man vid ett val mellan av två mängder vars största olikhet är andelen av referensmängden för respektive mängd så är sannolikheten att man väljer den större andelen betydligt högre. Daniel Bartels artikel publicerad år 2006 i tid-skriften Organizational Behaviour and Human Decision Processes innefattar hans rapport på fyra separata beslutfattningsexperiment. Det är en utförlig analys som utforskar olika fakto-rers relation till Proportion Dominance. Artikeln identifierar starka bevis på att individuel-la skillnader påverkar människors benägenhet för val som är i enlighet med s.k Proportion Dominance-effect. (Bartels, 2006)
Beslutsfattningskompetens gällande statistiska och numeriska beslutsproblem undersök-tes med prestationsmått på beslutsproblem som kretsar kring just andelar, procent och risk. Deltagarnas prestationsmått på fyra beslutsfattningstest. Proportiondominans testet, Mr Jo-nes testet, Jelly Beans testet och 5-cent bet testet i relation till olika kognitiva förmågor är då av intresse för nuvarande studie.
1.2. Syfte
1.2
Syfte
Arbetet i denna rapport har i huvudsakligt syfte att bidra med meningsfull kunskap genom en originell forskningsansats och vidlyftiga analyser. Från existerande datamaterial, granska samband som inte redan utforskats av de som samlat datan i datamaterialet, sedan dra slut-satser kring kognitiva förmågor och dess påverkan på beslutsfattning med hjälp av pålitligt konstruerade statistiska modeller. I sin essens är syftet alltså att besvara frågeställning för att fylla upp kunskapsluckan i fältet och på kommunicera fynden och dess potentiella implika-tioner för ämnet och pragmatiska innebörd gällande samhället och människors vardagsliv.
1.3
Frågeställningar
Detta arbete menar att granska hur olika kognitiva förmågor hör ihop med hur bra beslut man fattar genom test av hypotesen att specifika kognitiva förmågor som numeracitet, ge-nerell intelligens, kognitiv reflektion och exekutiv kontroll kan förutspå prestation på test-uppgifterna. Följande frågeställning menas att besvaras med testning av korresponderande hypotes.
1. Frågeställning: Vilka specifika kognitiva förmågor predicerar prestation i beslutsfatt-ningssuppgifterna?
2. Hypotes: Mått på intelligens, arbetsminne, exekutiv funktion, numerisk förmåga och re-flektionsförmåga förutspår prestation på beslutsfattningsuppgifterna Jelly Bean, Mr Jo-nes, Proportionsdominans och Vadslagnings testerna. Mått korresponderande till stark grad av dessa förmågor kommer visa på bättre prestation på uppgifterna i dessa tester.
1.4
Avgränsningar
Arbetets format och metod är dess huvudsakliga avgränsning. Uppståndelsen av sällsynta omständigheter vid halvvägs av arbetets tidspann har krävt snabb och omfattande kursskifte. Istället för datainsamling på deltagare är metoden avgränsad till en sekundäranalys på data som redan samlats in tidigare. Då det datamaterial som analyserats samlats in med syfte att besvara frågeställningar formulerade av andra forskare är datan möjligtvis vinklat mot deras forskningsansatser. Det avgränsar författarens förmåga att formulera frågeställningar grundade endast i intresset av arbetets syfte.
2
Teori
I detta avsnitt beskrivs den teoretiska bakgrunden för de kognitiva förmågor relevanta till den nuvarande studien och hur dessa relaterar till beslutsfattningskompetens. Även tidiga-re användning av beslutsfattningsuppgifterna och dess koppling till de tidiga-relevanta kognitiva förmågorna.
2.1
Kognitiva Förmågor
Numeracitet
Numeracitet kan definieras som kapaciteten för förståelse och bearbetning av numerisk in-formation, matematiska koncept (i synnerhet sannolikheter). Numeracitet är alltså en per-sons grad av numerisk förmåga (Peters, 2012). Vår vardagliga tillvaro präglas av numerisk information, matematiken utgör grunden för hur vi kartlägger verkligheten genom vetenska-pen och vår samtid genomsyras av numerisk information från prislappar och tidstabeller till marknadsekonomi och statistisk bakom politiska frågor. En grundläggande numerisk förmå-ga är väsentlig och en förutsättning för deltaförmå-gande i månförmå-ga aspekt av ett modern samhälle. Människor kapabla till att snabbt omvandla statistisk information från bråkdelar till procen-tuella andelar och vice versa verkar ha särskilt starka förutsättningar att ta informerade be-slut. Individer med högre numeracitet verkar vara mindre påverkade av framing-effekter vid nummerrelaterade problemformuleringar (E. Stanovich & West, 1998; Slovic, Finucane, Peters & Macgregor, 2002). Tidigare forskning har visat att individer med hög numeracitet ofta omvandlar sannolikheter från presenterade beslutsalternativ för att härleda sina beslut (Peters, 2012). Det verkar även vara så att invidiver med låg numeracitet lättare blir påverka-de av icke-numerisk överflödig information när påverka-det inklupåverka-deras tillsammans med numerisk information, vilket då styr deras beslutsfattning mer än den relevanta numeriska informa-tionen. Numeracitet verkar alltså spela roll vid olika typer av beslut och bör vara en stark prediktor för beslutsfattningskompetens.
Kognitiv Reflektion
Begreppet kognitiv reflektion så som det används i den nuvarande studien är taget ur Cogni-tive Reflection and Decision Making från Frederick (2005). Frederick presenterar ett test på en
2.1. Kognitiva Förmågor
individs förmåga att reflektera kring frågeställningar och motstå att ange det intuitiva svaret som i sanna verket är inkorrekt, med syfte att mäta vad han kallar kognitiv reflektion. Kan man fånga sig själv innan man ger ett intuitivt men fel svar på en fråga där ett ögonblick av reflektion kan ge korrekt svar? Cognitive Reflection Test (CRT) som utvecklat av Shane Fredereick menar att mäta individers tendens till att åsidosätta det intuitivt rådande inkor-rekta svaret och engagera ytterligare reflektion för att ta fram det korinkor-rekta svaret. Tidigare forskning har använt CRT och visat att det verkar vara en stark prediktor för prestation på olika beslutsuppgifter och att det även är en prediktor för rationellt tänkande (Toplak, West & Stanovich, 2011). I samma studie av Toplak et al. (2011) kom man även fram till att mått på ex-ekutiva funktioner, tankesätt (thinking dispositions) samt intelligens överlappar i prestation på Cognitive Reflection Test.
Intelligens
Intelligens har många infallsvinklar kring hur man definierar det. I fallet av detta arbete ut-går studien från flytande intelligens, mer specifikt genom Spearmans ’g’ faktor för intelligens. Raven’s Progressive Matrices (Raven, 2000) är en välgrundad mätmetod för ’g’ faktorn och det finns flera variationer av testet syftade för olika aspekt av intelligens. Tidigare studier på kognitiva förmågor och beslutsfattning har använt Raven’s Progressive Matrices eller tes-ter med snarlika procedurer för att mäta intelligens (Del Missier, Mäntylä & De Bruin, 2012; Sobkow, Olszewska & Traczyk, 2020). Flytande intelligens kan definieras som den intelligens man använder för att lösa nya problem utan tidigare memorerade kunskaper. Härledning, identifikation av samband, skapande och testande av hypoteser, extrapolation från och trans-formation av tillgänglig intrans-formation är några relevanta exempel på mentala operationer som kan anses typiskt lämpade för flytande intelligens (Primi, Ferrão & Almeida, 2010). Som ti-digare påpekats överlappar intelligens med andra kognitiva förmågor som prediktor av pre-station vid beslutsfattningsuppgifter.
Arbetsminne
Tidigare studier på beslutsfattning och kognition har använt mått på arbetsminne, mest rele-vant för denna studie är Wechsler Adult Intelligence Scale (WAIS). Hur väl man kan bibehål-la och återge information underbyggs av det konstrukt vi kalbibehål-lar arbetsminnet. Att man kan hålla mycket visuell eller auditorisk information för att lösa problem kan därför potentiellt avgörande för ens beslutsfattning.
Exekutiva Funktioner
Exekutiva funktioner är ett övergripande begrepp som menar att inkludera kognitiva proces-ser och funktioner involverade i kontroll och reglering av kognition och beteende (Miyake, Friedman, Emerson, Witzki, Howerter & Wager, 2000). Miyake & Friedmans modell av ex-ekutiva funktioner som bestående av tre komponenter av exekutiv kontroll, inhibering av respons, skiftning mellan uppgifter eller s.k mental setsöch uppdatering/övervakning av in-formation från arbetsminnet, där alla delar är sammankopplade varandra är en vedertagen modell inom kognitionsvetenskap. Att skiftning skulle vara viktigt för beslutsfattning kan härledas från att olika typer av beslut kan kräva olika principer eller regler att följa för re-spektive uppgift. Att förmågan till att skifta mental sets antas därmed vara potentiellt predi-cerande av prestation på beslutsfattningsuppgifter.
Flera studier har tittat på hur kognitiv inhibition kan spela in i beslutsfattning och pro-blemlösning (Attridge & Inglis, 2015; Cassotti, Agogué, Camarda, Houdé & Borst, 2016; Del Missier, Mäntylä & De Bruin, 2012). Del Missier postulerade baserat på tidigare studier att kognitiv kontroll kan kopplas till beslutsfattningsprocesser och i sitt arbete från 2011 inkorpo-rerades därför mått på exekutiva funktioner som inhibering och skiftning. Resultaten från Del
2.2. Beslutsfattningskompetens
Missier et al. föreslår att exekutiva funktioner bidrar med prediktiv förmåga av beslutsfatt-ningskompetens utöver endast fluid intelligens och numeracitet. Attridge et al. (2015) föreslår att utförandet av en uppgift som kräver inhibering innan de utför en uppgift som inte kräver lika hög grad av responsdämpande kontroll kan hjälpa individer att överkomma intuitiva felslut och engagera sig i reflekterande beslutsfattning spontant under en längre period.
2.2
Beslutsfattningskompetens
Tidigare forskning på beslutsfattning har undersökt delar av kognition och dess inbland-ning i processen. Många studier som undersökt hur man tar bra beslut har gjort det med prestationsmått från olika kognitiva tester som menar att mäta beslutsfattningskompetens gentemot särskilda kompetensfaktorer (Bruine de Bruin, Parker & Fischhoff, 2007). Resultat från studier som bygger på tester av beslutsfattningskompetens har hittat tydliga kopplingar till kognitiva förmågor. Starka korrelationer mellan kompetensfatkorer och intelligens samt numeracitet (Del Missier, Mäntylä & De Bruin, 2012).
En välkänd teoretisk ansats om hur människor tänker utgår ifrån en dikotomi av vad man kan benämna som tankestil eller kognitiv stil. Modellen ursprungligen föreslagen av beteen-deekonomen Daniel Kahneman delade upp människors process av resonemang mellan en av analytisk egenskap och den andra utifrån intuition, populärt kännt som system ett och sy-stem två. Mycket forskning finns på hur dessa två processer hjälper och stjälper vår förmåga att ta bra beslut. Men mer intressant för syftet av det nuvarande arbetet är de studier som associerat dessa två sätt att resonera med vissa typer av beslutsfel. Hur vi tar beslut ser ut att ta instruktion från hur vi känner om dem. Affekt, själva känslan om något har postulerats kunna rikta handlingstagande och påverka hur vi fattar vissa beslut (Slovic, Finucane, Peters & MacGregor, 2004; Slovic, Finucane, Peters & Macgregor, 2002). Bartels (2006) formade en av sina experiment så den innehåll testfrågor i olika kontext. Dessa resultat föreslår att kontext ger upphov till skillnader i graden beslutsfel gällande beslut kring mängder än om det inte gäller mängder. Beslutsfattnings-processer har tidigare undersökts för att skapa förståelse av isolerade aspekt av processen, men numera är det av starkt intresse för fältet att undersöka interrelationer mellan individuella skickligheter för beslutsfattning, andra kognitiva förmå-gor och beslutsfattningsdispositioner, samt socioekonomisk status (Bruine de Bruin, Parker & Fischhoff, 2007).
Olika beslutsfattningsuppgifter har utvecklats för att testa särskilda kognitiva aspekt av beslutsfattning. De uppgifter som använts i detta arbete har alltså en koppling till specifika kognitiva förmågor och deltagarnas prestation på dessa förväntas därför delvis speglas av nivån av deras kognitiva förmågor och kapacitet. Samtliga applicerade uppgifter involverar numeracitet till någon grad. Jelly Bean, 5-cent bet och Mr Jones inkluderar sannolikheter, där en god förståelse av sannolikhetslära och förmågan att transformera procentuella andelar till bråkdelar eller sannolikheter och vice-versa verkar avgörande för god prestation i dessa uppgifter (Peters, Västfjäll, Slovic, Mertz, Mazzocco & Dickert, 2006). Detta speglas i hur personer med stark numeracitet visar en överlägsen beslutsfattningskompetens i vardagliga beslut särskilt kring finansiellt avgörande beslut (Estrada-Mejia, De Vries & Zeelenberg, 2016; Skagerlund, Lind, Strömback, Tinghög & Västfjäll, 2018). God prestation på uppgifter som testar proportionsdominans-effekten har också föreslagits vara något betingade av en stark numerisk förmåga, särskilt då det krävs en god uppfattning av andelar och mängder för att särskilja relativt sparande när det kan framstå som absolut sparande i hur det läggs fram. Men här har även kognitiv reflektion påståtts vara en faktor, då man behöver inhibera ett prepotent svar och jämföra det faktiska andelarna och mängderna.
3
Metod
I detta kapitel innehåller en beskrivning av metoden för arbetets olika delar. Först presente-ras insamling av data för datamaterialet, sedan en beskrivning av respektive kognitiva och beslutsfattningstester samt det explorativa analysarbetet som utgångspunkt för statistisk ana-lys.
3.1
Datainsamling
Data på deltagares kognitiva förmågor samlades in genom prestationsmått från ett kognitivt testbatteri i två delar med totalt 21 olika testuppgifter, och dessa mätte deltagarna på olika komponenter av numerisk förmåga, matematisk färdighet, mottaglighet för framing effek-ter som exempelvis proportionsdominans-effekten, kognitiva mått på exekutiva funktioner och arbetsminne, intelligens, tidsuppfattning och reaktionstid, spatial förmåga, olika affekt relaterade till nummerkänsla, ekonomiskt risktagande och även subjektiva mått. Med dessa uppgifter samlades mått på förmågor som var av intresse för vidare granskning av besluts-fattning. Det första batteriet bestod av 11 separata tester, det andra bestod av nio separata tester där vardera del beräknades att ta cirka 60 respektive 90 minuter att genomföra. Vissa av uppgifterna utfördes digitalt och vissa på papper.
Innehållet på enkäten som användes att samla data om deltagarnas finansbeteende tog formen av två kategorier. Financial Management Behaviour Scale (FMBS), en enkät med 17 punkter (varav endast 12 användes i denna enkätinsamlingen) på en skalan från 1-5 som är menad att sondera hur frekvent en individ utför aktiviteter relaterade till deras finanser. Giv-na svarsvärden korresponderar med ingen enighet kontra fullständig enighet med påståen-det. Medelvärdet som beräknas utifrån samtliga svarsvärden på FMBS enkäten ger alltså ett mått för finansiellt beteende, där ett värde nära fem visar på positivt finansbeteende medans ett värde nära ett visar på motsatsen.
Den andra kategorien samlade data hur deltagarna upplever sitt välmående i relation till sina finanser.Genom två separata enkäter med påståenden om deras finansiella situation som besvaras på en skala från 1-5, där extremvärden korresponderar med ingen enighet re-spektive fullständig enighet med påståendet. Den ena bestod av fyra påståenden som uttryc-ker ängslighet och oro medan den andra enkäten bestod av tre påståenden som speglade en känsla av trygghet och säkerhet. Måttet på finansiellt välmående beräknades från skillnaden mellan summan av respektive enkät.
3.2. Kognitiva test
Datainsamling skedde alltså vid olika tillfällen och till viss skillnad i design av insam-lingsmetod. Mest relevant till denna studie är datainsamlingstillfällen som inkluderat kog-nitiva tester och beslutsfattningstester för prestationsmått. Stickprovet som genererat dessa data består av studenter (N = 184) från Linköpings Universitet. Datamängden saknar delvis variabeldata för 26 utav de totala 184 deltagarna. Data från dessa deltagare har därför exklu-derats från analys. Alltså har endast deltagare med komplett variabeldata (N = 168) använts, i detta stickprov är hälften män och hälften kvinnor (Män = 84, Kvinnor = 84) med en genom-snittsålder på 24 år (range = 19 – 41, M = 24.06, SD = 3.39). Försökspersoner med neurologiska skador eller inlärningssvårigheter exkluderades från deltagande.
Med det kognitiva testbatteriet registrerades varje försöksdeltagare genom användning av scoring-formulär. Varje deltagare registrerades med försökpersonsnummer, för och efter-namn, födelsedatum och program/utbildning samt om programmet tillhörde tekniska eller filosofiska fakulteten i samband med vilket år och termin deltagarna tillhörde.
3.2
Kognitiva test
Ravens Advanced Progressive Matrices
Mått på intelligens samlades in med Ravens Advanced Progressive Matrices (RAPM). Den version som användes var trunkerad och innehöll totalt 14 uppgifter, därav 12 från RAPM del ett och två från RAPM del 2. RAPM menar att bedöma försökpersonens förmåga av lateralt tänkande, alltså att resonera på ett icke-linjärt vis för att lösa problem indirekt och kreativt utan stegvisa instruktioner. En sekvens av matriser presenterades för deltagaren och deras uppgift var att identifiera och besvara vilken cell av tillgängliga alternativ som passar mönst-ret i den presenterade matrisen innan de kan gå vidare till nästa. Se Figur 1 för ett exempel av en uppgift. Ett index från resultatet från matriserna användes som prestationsmått.
Testet gavs via fysiskt testhäfte och svarsformulär där deltagare använde testhäftet för att se uppgifterna och angav svaren i medföljande formulär. Deltagarna hade 15 minuter på sig att lösa så många utav uppgifterna som möjligt och testledaren tog tid på en smartphone, alternativt tidtagarur. Innan testet lästes instruktioner upp, först ett för del 1 sedan ett separat för del 2.
3.3. Beslutsfattningstest
Numeracitet
Mått på numeracitet togs genom två olika tester, Berlin Numeracy Test och Schwartz Nume-racy Test. Resultaten från båda testerna slogs sedan ihop till en generell variabel för nume-racitet. Berlin Numeracy Test (BNT) består av fyra punkter som kretsar kring matematiska problem, exempelvis: ”Föreställ dig att man kastar en fem-sidig tärning 50 gånger. I genomsnitt, hur många gånger skulle tärningen visa ett ojämnt tal (1,3 eller 5)?”. Testet har visat sig vara normaldistribuerat inom utbildade populationer och sammanlöpande med andra kognitiva tester. Varje deltagare hade 10 minuter på sig att lösa problemen i testet. Schwartz numeracy scale innehåller tre punkter och fokuserar mer på risker. Skalan värderas från 0-3 efter antalet punkter som besvarats korrekt.
WAIS - Number Repetition
Arbetsminneskapacitet mättes med tre Digit Span uppgifter tillhörande ett av testen från We-chsler Adult Intelligence Scale IV. En ljudfil spelades upp där en sekvens av siffror anges och deltagarnas uppgift var att i korrekt ordning upprepa den givna sekvensen. Korrekt ordning av upprepad sekvens är olika för varderauppgift; i första är det samma ordning som den läs-tes upp, i den andra uppgiften var den korrekta sekvensen i omvänd ordning (baklänges) och till sist skall upprepad sekvens vara i form av ordningstal (minst till störst). Prestationsmåttet är antalet korrekt upprepade sekvenser.
Digit comparison-task
För att mäta deltagarnas förmåga att uppfatta magnituder och jämföra symboliska siffer-mängder fick de i två betingelser jämföra siffror med varandra respektive tvåsiffriga tal med varandra. De angav vilket som var störst av de två siffror eller tal som visas på skärmen på så kort tid som möjligt. Taljämförelse undersökte individers förmåga att peka ut talet med högst numerisk magnitud mellan två siffror. Samma uppskattning mättes på tvåsiffriga tal för 2-digit task. Prestationsmått beräknades från antal korrekta svar genom responstiden. Uppgiften menade att mäta deltagarnas kapacitet till symboliska taluppfattning.
Stroop-test
Deltagarnas förmåga till inhibiering av respons vid motstridande information mättes via ett klassiskt Stroop test. En lista med färgord i färgad text visades för deltagarna som hade i uppgift att återge vilken färg varje ord hade. En av betingelserna var kongruent medans den andra var inkongruent, alltså att textens färg matchade färgordet och en där de inte gjorde det. Deltagarna skulle läsa igenom och återge listan två gånger för vardera betingelse. Me-delvärdet av den tid det tog att genomföra varje betingelse togs som prestationsmått.
Trail-making
Trail-Making Task undersökte hur belastning av exekutiva funktionen skiftning påverkade effektiviteten vid genomförandet av en uppgift där deltagarna skulle rita spår mellan boler på ett papper. Trail-Making Task består av betingelser A med endast numeriska sym-boler och B med numeriska och alfabetiska symsym-boler. Kvoten beräknad med tidsmåtten från betingelse B och A användes som prestationsmått.
3.3
Beslutsfattningstest
Fyra olika beslutsfattningstester genomfördes och prestationsmått samlades in för respektive test. Varje test innehåller någon form av numerisk information och uppgifterna i dessa tester
3.3. Beslutsfattningstest
menade att undersöka proportionsdominans-effekten, taluppfattning och statistisk numera-citet i samband med beslutsfattning.
Proportionsdominans
Testet bestod av ett formulär som försöksdeltagaren fick fylla i på egen hand. Deltagaren fick läsa igenom fyra scenarion som beskriver hot mot en djurpopulation, där deltagarna valde ett av två svarsalternativ, som representerar ackumulativt sparande kontra relativt sparande. Försöksledaren läste upp instruktionerna innan deltagarna fick fylla i formuläret. I datamate-rialet använt i denna studie var alltså alternativ B det för ackumulativt sparande och i enlighet med normativ beslutsfattning (det korrekta svaret). Ett exempel på hur en uppgift ser ut:
”Ett oljeuttsläpp till havs hotar att förorena två områden av en bukt. Det finns begränsade resurser för att rädda djur och miljö. Oljan hotar att döda en utterpo-pulation i dessa två områden av bukten, men det finns en möjlighet att rädda en del av dessa uttrar om man drar igång ett hjälpprojekt. Man har tagit fram två olika alternativa hjälpinsatser.
• Om man drar igång Projekt A så kommer man att kunna rädda 120 av de 150 uttrarna som riskerar att dö i område A.
• Om man drar igång Projekt B så kommer man att kunna rädda 124 av de 800 uttrar som befinner sig i områder B och riskerar att dö.
De ekomonomiska resurserna är dock beränsade, och man har endast råd att verk-ställa en utav dessa insatser. Vilket väljer du?”
Mr Jones
Ett scenario som beskriver en patient presenterades till deltagarna. Scenariot var en fallbe-skrivning av en patient, utifrån vilket deltagarna skulle ta ställning till hur de upplevde ris-ken för denne patient att återfalla i våldsamt beteende, alltså om risris-ken för våld är hög eller låg. Sedan skulle de även svara ja eller nej på om de ansåg att patienten borde skrivas ut. Även affektiva mått togs genom denna uppgift, specifikt hur tydligt deltagarna kände kring patientens utsikter och om det känns bra eller dåligt. Deltagarna fick även ange hur tydligt deras affekt för patientens utsikter upplevdes. Informationen om patienten i fallbeskrivning-en presfallbeskrivning-enteras med procfallbeskrivning-entsatser, exempelvis:
”För varje 100 patienter som Mr Jones är 10% beräknade att begå någon våldsam handling mot en annan människor under de första månaderna efter att ha utskri-vits.”
3.3. Beslutsfattningstest
Jelly Bean-task
Deltagarna presenterades med ett scenario där de skall välja en av två skålar med röda och vita geléebönor, och om de plockar en röd böna vinner de ett monetärt pris. Deltagarna skulle därför ange vilken skål de väljer och på en skala ett till tio hur sannolikt det är att de väljer just den. En av skålarna har högre total mängd bönor men en lägre andel röda bönor, därmed även en lägre procentuell chans till vinst. Vardera scenario varierade, där scenario ett hade skålar med nio respektive 10 procent chans till vist, scenario två 19 respektive 20 procent och scenario tre hade 10 procent på bägge skålarna. Se Figur 2 nedan för exempel på hur en uppgift såg ut. Det korrekta svaret var B i alla förutom en uppgift, där bägge alternativ hade samma chans för vinst. f
3.3. Beslutsfattningstest
5-cent loss gamble
Ett scenario på ett vadslag med två betingelser presenterades och deltagarna fick ange hur at-traktivt de anser respektive betingelse, vadslag A och B. Sannolikheterna som presenterades i bägge betingelser är identiska, dock hade endast vadslag B någon förlust. Datainsamlings-tillfället för detta test var ett between-subject design. Man bad deltagarna att rangordna sin åsikt kring hur attraktivt vadslagningen verkade, från 0 till 20, där 0 var "inte alls attraktiv-töch 20 var "extremt attraktivt". Ena hälften av deltagarna svarade gällande en vadslagning som bestod av "7/36 delar chans att vinna 9 dollar och 29/36 delars chans att inte vinna någontingmedan den andra halvan av deltagarna svarande gällande en vadslagning som be-stod av "7/36 delars chans att vinna 9 dollar och 29/36 att förlora 5 cent". Deltagarna angav en värdering av affekt utöver grad av attraktion. Se figur för ett exempel på en uppgift.
3.4. Explorativ analys
3.4
Explorativ analys
För att utforska värden som innefattades i datamängden togs deskriptiv statistik fram. Detta för att granska variabelvärden och hitta eventuella saknade värden, identifiera center av data där det var relevant, ta fram benchmarks som kvartiler och percentiler, spridning och vari-ans på datan samt vilka extremvärden som variablerna innehöll. Med grafer och diagram granskades och kontrollerades föregånga förväntningar om data, särskild för att undersöka outliers och värden som skulle kunna påverka resultat vid fortsatt analys.
Vid insamling till detta set av data inkluderades 200 deltagare. Det visade sig att 16 ut-av de 200 ut-avbröt deltagande, så deras mått finns inte representerade. Detta gut-av upphov till saknade värden för 16 fall på samtliga variabler. Granskade sedan fördelningen av skalärda-ta för att säkerställa dess rimlighet. På de 200 delskalärda-tagare som inkluderades saknas som sagt värden från 16 deltagare för samtliga variabler. SPSS räknade dessa som system-missing och dessa exkluderades per automatik. Utöver denna data saknades fortfarande datapunkter på majoriteten av variablerna. Identifierades och angavs som user-missing. Därmed finns en dis-krepans av saknade värden så att vissa variabler i datamaterialet saknar fler värden än andra variabler, alltså hade vissa variabler Valid N = 168, 182 eller 184. Mått tillhörande utvalda prediktorvariabler med saknade värden för vissa datapunkter var Ravens, Trailmaking.BA, WAIS. Efter att ha uteslutit dessa 16 saknade värden blev utgångspunkten istället 184 värden som Valid N för varje variabel på kognitiv förmåga. Två deltagare visade sig vara ursprunget för de saknade värdena hos variablerna för intelligens, arbetsminne och och exekutiva funk-tioner (Ravens, WAIS.DigitSpan och Trailmaking). Dock var inte antalet värden tillräckligt stort för att exkludera värden.
4
Resultat
Detta kapitel presenterar resultat i form av deskriptiv statistik och regressionsstatistik. Rele-vant statistik för varje beslutsfattningsuppgift presenteras på följd.
4.1
Deskriptiv Statistik
PDE
Andelen svarsalternativ eniga med ett ackumulativt sparande visar sig vara 43, 51, 5.5, och 18.5 procent för respektive uppgifter 1,2,3 och 4.
Jelly Bean
Bara på uppgift 2 var relativt sparande svaren i minoritet. På både scenario 1 och 2 av Jelly Bean testet svarade 82 procent av deltagarna att de var mest sannolikt att de skulle välja skål 3, medan en knapp majoritet på 47 procent av deltagarna svarade samma alternativ för det tredje scenariot.
Mr Jones
Endast 19.5% av deltagarna svarade Ja på Mr Jones release betingelsen och majoriteten på 72.5% svarade Nej.
5-cent bet
Medelvärdet för hur lockande deltagarna ansåg vadslaget var som högst för betingelse A (M = 13.885, SD = 6.950, N = 184) medan det var något lägre för betingelse B (M10.847, SD=6.968, N=184)
4.2
Regressionsstatistik
För att besvara forskningsfrågan om vilka specifika kognitiva förmågor som predicerar prestation i uppgifterna genomfördes flera logistiska regressioner. Modellen tog variab-lerna numeracy (BNT och Schwarz test), kognitiv reflektion (CRT.Corr), generell
intelli-4.2. Regressionsstatistik
gens (Ravens), arbetsminne (WAIS.tot hög digit span test) och de exekutiva funktioner-na skiftande(Trailmaking.AB) och inhibition(Stroop.In.vs.Kon) som prediktorvariabler, me-dan utfallsvariablerna var prestation på testuppgifterna JellyBean(Preferens för alt. B), PDE-uppgifterna(Preferens för alt. B), Mr Jones(anger låg risk för våld) och Vadslagningsuppgif-ten(lägre preferens för 5cent loss vadet).
Notera att icke-signifikanta resultat på Chi-Square tester Pearson och Deviance för pass-form antyder på god passpass-form och bör inte förvirras trots läsarens eventuella intuition att signifikanta resultat är ekvivalenta med motsatsen.
Mr Jones
För att undersöka huruvida variablerna för kognitiva förmågor predicerar om deltagare väl-jer att låta Mr Jonesgå fri eller ej genomfördes en binomial logistisk regression med ovan-nämnda variabler som prediktorer och givet svar på frågan om försökspersonerna var mana-de att släppa patienten fri. Se Tabell 1 för regressionsstatistik från analys av mana-denna uppgift.
Tabell 1: Logistisk regressionsanalys av Mr Jones release-betingelsen
Predictor B SE B Wald’s X2 df p Exp(B)
Raven’s ,044 ,094 ,220 1 ,639 1,045 CRT -,215 ,227 ,899 1 ,343 ,806 Numeracy ,097 ,160 ,365 1 ,546 1,102 Trailmaking -,330 ,198 2,767 1 ,096 ,719 Stroop -,321 ,484 ,438 1 ,508 ,726 WAIS -,009 ,079 ,014 1 ,906 ,991 Constant 2,444 1,762 1,923 1 ,166 11,516
JellyBean
Tre multinomiala logistiska regressioner utfördes, en för respektive del av Jelly Bean uppgif-ten. Regressionsstatistik för vardera fråga presenteras i tabell 2, 3 och 4 respektive. Då data på givna svar för Jelly Bean frågor var på skalär form skapades kategoriska dummy variabler för de två valen och regressionen utgick från kategorin kodad "0", alltså givet svar A (fel svar).
Resultat från regressionsanalys av första Jelly Bean uppgiften visar på att modellen inte är en statistiskt signifikant förbättring av null-modellen (X2(6) =6.140, p=.408), men enligt både Pearsons (X2(175) =176.385, p =0.456) och Deviance (X2(175) =115.668, p =1.000) Chi-Squre test har modellen god passform för datan då båda visar på icke-signifikant resul-tat. Inga signifikanta bidrag till modellen kan antas från någon av de oberoende variablerna baserat på likelihood ratio test resultaten.
Tabell 2: Parameter Estimates från regression av prestationsmått från uppgift 1 i Jelly Bean testet
Predictor B SE B Wald’s X2 df p Exp(B)
Raven’s -,003 ,115 ,001 1 ,980 ,997 CRT -,179 ,292 ,376 1 ,540 ,836 Numeracy -,188 ,194 ,946 1 ,331 ,828 Trailmaking -,326 ,313 1,085 1 ,298 ,722 Stroop ,157 ,673 ,054 1 ,816 1,170 WAIS -,054 ,107 ,260 1 ,610 ,947
4.2. Regressionsstatistik
Resultat från uppgift 2 av Jelly Bean visar på liknande resultat. Modellen är inte en signifikant förbättring från null-modellen (X2(6) = 10.670, p = .099), men båda tester av passform visar på god passform, Pearson (X2(175) = 179.392, p = .394) och Deviance (X2(175) =115.378, p=1.000).
Tabell 3: Parameter Estimates från regression av prestationsmått från uppgift 2 i Jelly Bean testet
Predictor B SE B Wald’s X2 df p Exp(B)
Raven’s -,131 ,114 1,323 1 ,250 ,877 CRT -,266 ,288 ,851 1 ,356 ,767 Numeracy -,096 ,192 ,252 1 ,616 ,908 Trailmaking -,415 ,321 1,671 1 ,196 ,661 Stroop -,726 ,735 ,975 1 ,323 ,484 WAIS -,027 ,107 ,063 1 ,803 ,974
Modellen visar inte på signifikant förbättring från null-modellen (X2(6) = 2.2182 , p ą .05). Chi-Square test Pearson antyder god passform på datan (X2(175) =182.090, p= .341), däremot motsäger Chi-Square test Deviance detta resultat (X2(175) = 250.102, p ă .01).
Ba-serat på likelihood ratio testets resultat verkar inga av de oberoende variablerna visa på sta-tistisk signifikanta bidrag till modellen.
Tabell 4: Parameter Estimates från regression av prestationsmått från uppgift 3 i Jelly Bean testet
Predictor B SE B Wald’s X2 df p Exp(B)
Raven’s ,028 ,076 ,133 1 ,715 1,028 CRT -,228 ,181 1,589 1 ,207 ,796 Numeracy ,040 ,126 ,100 1 ,752 1,041 Trailmaking -,024 ,173 ,020 1 ,888 ,976 Stroop ,267 ,402 ,441 1 ,507 1,305 WAIS ,015 ,063 ,058 1 ,810
5-cent bet
För denna analys skapades fyra dummy variabler för vardera betingelser av vadslaget (Bet A/B) där varje variabel hade ett omfång på en fjärde del av den skala som svar angavs på, totalt åtta dummy variabler. Multinomial logistisk regression genomfördes sedan på varje dummy variabel med oberoende variabler som kovariat.
Första regressionsanalysen, som omfattade den högsta kvartil med preferens för beting-else A antyder på en statistiskt signfikant förbättring i modellens passform till datan jäm-fört med null-modellen (X2(6) = 15.793, p = .015) och Pearsons Chi-Square stärker det-ta resuldet-tat (X2(175) = 180.172, p = .379) trots att Deviance Chi-Square motsäger detta (X2(175) =231.545, p=.003). För betingelse B visar resultaten att modellen inte är statistiskt signifikant bättre än null modellen (X2(6) = 10.491, p = .105) med icke-signifikant resul-tat från Pearson Chi-Square (X2(175) =185.308, p =.282) men däremot signifikant resultat
från Deviance Chi Square (X2(175) = 234.647, p= .002). För betingelse A var endast intelli-gens den statistiskt signifikanta variabeln vid likelihood ratio test (X2(1) =5.885, p =.015) medan resultaten för betingelse B inte visar något statistiskt signifikanta bidrag från nå-gon individuell oberoende variabel till modellen överlag. Andra regressionen som omfattar deltagarsvar mellan 15 och 10 på skalan av preferens visar inte på en signifikant förbätt-ring i modellens passform (X2(6) = 3.762, p = .714) med icke-signifikanta resultat på
bå-de Pearsons(X2(175) = 182.147, p = .340) och Deviance (X2(175) = 113.723, p = 1.000) på betingelsen A. Likelihood test visar inga statistiskt signifikanta resultat, dock ett
nä-4.2. Regressionsstatistik
ra signifikant på intelligensvariabeln (X2(1) = 3.645, p = .056). Inga signifikanta resul-tat på regressionskoefficienter från parameter estimates för någon variabel. Modellen för betingelse B för samma omfång av skalan visar ingen signifikant förbättring från null-modellen (X2(6) = 3.102, p = .796), men en bra passform för datan då resultat av Pear-son (X2(175) = 180.046, p = .381) och Deviance (X2(175) = 156.539, p = .838) är
icke-signifikanta. Trots detta inga signifikanta resultat på likelihood ratio test eller regressions-koefficienterna för samtliga variabler. För tredje regressionen är modellen inte signifikant bättre än null-modellen (X2(6) =.864, p= .990) dock visar Chi-Square test för passform att modellen har god passform, både på Pearson(X2(175) = 182.536, p = .333) och Deviance (X2(175) = 133.333, p = .992). Även denna regression visar inga signifikanta resultat från likelihood ratio testet och regressionskoefficienter för samtliga variabler. Samma gäller för betingelse B, där resultaten är icke signifikanta för samtliga regressionskoefficienter och li-kelihood ratio samt att Pearson och Deviance visar på god passform men ingen signifikant förbättring från null-modellen. Den fjärde analysen visar på liknande resultat i bägge beting-elser, ingen signifikant förbättring från null-modellen, god passform enligt resultat från Chi-Square testen och icke signfikanta resultat på regressionskoefficienter och likelihood ratio för samtliga variabler.
4.2. Regressionsstatistik
PDE
För att analysera hur kognitiva förmågor förutsäger prestation på PDE uppgifterna genom-fördes en logistisk regression för varje uppgift, sammanlagt fyra regressioner. Då datan redan var kategorisk från början krävdes inga dummy variabler. Regressionskoefficienter och rele-vanta statistiska resultat presenteras i tabellerna 5 - 8.
Resultaten från den första regressionen, alltså på PDE uppgift 1 visar en signifikant för-bättring i modellen jämfört med null-modellen (X2(6) =13.034, p=.043). Icke-signifikanta resultat på Pearson Chi-Square tyder på bra passform (X2(175) =181.408, p= .354). Resul-taten visar ingen statistiskt signifikant diskriminativ förmåga hos någon av prediktorerna, se Tabell 5.
Tabell 5: Logistisk regressionsanalys av kognitiva förmågors förutsägbarhet av prestation på PDE-uppgift 1.
Predictor B SE B Wald’s X2 df p Exp(B)
Raven’s ,082 ,080 1,061 1 ,303 1,086 CRT ,331 186 3,163 1 ,075 1,393 Numeracy ,024 ,132 ,034 1 ,853 1,025 Trailmaking ,107 ,180 ,358 1 ,550 1,113 Stroop -,065 ,411 ,025 1 ,874 ,937 WAIS ,048 ,065 ,543 1 ,461 1,049 Constant -2,602 1,494 3,033 1 ,082 ,074
Resultat från regressionsanalysen på prestationsmått från PDE uppgift 2 visar ingen tyd-ligt signifikant förbättring i passform jämfört med null-modellen (X2(6) = 9.897, p = .129) och Chi-Square test Pearson (X2(175) = 182.055, p = .342) och Deviance (X2(175) = 239.743, p = .001) motsäger varandra. Inga signifikanta resultat från likelihood ratio testet på samtliga variabler. Se Tabell 6 för statistik på regressionskoefficienter för vardera predik-tor.
Tabell 6: Logistisk regressionsanalys av kognitiva förmågors förutsägbarhet av prestation på PDE-uppgift 2
Predictor B SE B Wald’s X2 df p Exp(B)
Raven’s ,132 ,078 2,841 1 ,092 1,141 CRT ,088 ,183 ,232 1 ,630 1,092 Numeracy ,046 ,129 ,129 1 ,720 1,047 Trailmaking ,263 ,183 2,062 1 ,151 1,301 Stroop -,068 ,410 ,028 1 ,868 ,934 WAIS ,027 ,065 ,175 1 ,675 1,027 Constant -2,340 1,472 2,526 1 ,112 ,096
4.2. Regressionsstatistik
Regressionsmodellen för den tredje analysen visar inte signifikant förbättring från null-modellen (X2(6) = 6.568, p = .363) men båda Chi-Square tester för passform tyder på god passform för datan, Pearson (X2(175) = 157.054, p = .831) och Deviance (X2(175) = 76.488, p=1.000). Ingen Chi-Square statistik vid likelihood ratio test visade sig statistisk sig-nifikant för denna regression. Tabell 7 presenterar regressionskoefficienter för denna modell. Tabell 7: Logistisk regressionsanalys av kognitiva förmågors förutsägbarhet av prestation på PDE-uppgift 3
Predictor B SE B Wald’s X2 df p Exp(B)
Raven’s ,135 ,166 ,669 1 ,413 1,145 CRT ,398 ,423 ,886 1 ,347 1,490 Numeracy -,366 ,262 1,954 1 ,162 ,694 Trailmaking -,973 ,589 2,727 1 ,099 ,378 Stroop -,411 ,964 ,182 1 ,670 ,663 WAIS -,052 ,137 ,145 1 ,703 ,949 Constant ,722 3,249 ,049 1 ,824 2,058
Resultaten från den sista regressionsmodellen, på uppgift 4 visar inte heller någon signi-fikant förbättring mot null-modellen (X2(6) =8.182, p=.225), trots god passform för datan enligt Pearson(X2(175) =176.681, p=.450) och Deviance(X2(175) =176.681, p=.473) Chi-Square test. Ingen variabel visar på statistiskt signifikant resultat i sina bidrag till modellen. Se tabell 4.8 för regressionskoefficienter hos variablerna i denna modell.
Tabell 8: Logistisk regressionsanalys av kognitiva förmågors förutsägbarhet av prestation på PDE-uppgift 4
Predictor B SE B Wald’s X2 df p Exp(B)
Raven’s ,046 ,098 ,223 1 ,636 1,047 CRT -,213 ,239 ,793 1 ,373 ,808 Numeracy -,083 ,166 ,248 1 ,618 ,921 Trailmaking ,037 ,228 ,026 1 ,871 1,038 Stroop -,872 ,491 3,146 1 ,076 ,418 WAIS -,129 ,078 2,732 1 ,098 ,879
5
Diskussion
Nedan följer diskussionen kring genomfört arbete i avsikt till resultat och metod. Kapitlet avser att diskutera vad resultaten från analys av prestation på respektive beslutsfattnings-uppgift innebär, vilka reslutat om några replikeras i andra liknande studier och potentiella förklaringar till varför resultatet ser ut som det gör. Metoden diskuteras även utifrån ett kri-tiskt perspektiv på arbetets utförande.
5.1
Resultatdiskussion
Utgångspunkten för analysen var att granska om deltagarnas grad av numeracitet, intelli-gens, kognitiv reflektionsförmåga, mått på exekutiva funktioner och arbetsminne kunde för-utsäga deras prestation på beslutsfattningsuppgifterna. Hypotesen att dessa förmågor predi-cerar just prestation på beslutsfattningsuppgifterna verkar i detta fall inte stämma överens med de resultat som genererats. Dessa resultat motsäger resultaten av tidigare studier som användes för att formulera ansatsen för detta arbete.
Resultatet från regressionsanalysen på Mr Jones testets relevanta betingelse verkar visa på att modellen har rätt stark prediktiv kapacitet enligt Hosmer-Lemeshow statistiken, men detta motsägs av de resultat presenterade i Tabell 1. Möjligtvis beror det på stickprovets stor-lek, då det är under 400 fall och Hosmer-Lemeshow Chi-Square är ett känsligt statistiskt test. Klassifikationstabellen skiljer sig knappt en procentenhet (.5%)i korrekt klassificering mellan null-modellen och regressionsmodellen, vilket tyder på att modellen inte är särskilt mycket bättre på att förutsäga något om prestation på Mr Jones uppgift. Vid granskning av regres-sionskoefficienterna i Tabell 1 visar sig variabeln för exekutiv funktion skiftning (Trailma-king) vara den prediktor närmast signifikant jämfört med resterande. Med en negativ Beta-vikt för Trailmaking prediktorn indikerar detta på minskad chans för en deltagare att svara nej på om Mr Jones bör skrivas ut. Trots att det är ett icke-signifikant resultat är det mest no-terbara och kanske är det så att man bör fortsätta undersöka hur exekutiv kontroll kan spela in i deltagares förmåga att transformera sannolikheter vid överväganden kring beslutsfatt-ning.
För prestationen på PDE uppgifterna förväntades kognitiv reflektion och numeracitet va-ra starka prediktorer. Tabell 5 & 6 med regressionskoefficienter för uppgift 1 och 2 pekar till att variablerna för dessa två kognitiva förmågor ökar sannolikheten att deltagaren väl-jer alternativet för ackumulativt sparande för dessa två uppgifter. Numeracitet visar även
5.1. Resultatdiskussion
för uppgift tre en ökning i sannolikheten för ackumulativt sparande, dock inte för kognitiv reflektion. Intressant nog är Trailmaking den starkaste prediktorn även för detta test, trots att ingen resultat är statistiskt signifikant. Uppgift fyra har inget korrekt svar i avsikt till re-lativt/ackumulativt dikotomin, dock bör alternativ A vara mer lockande för deltagare med benägna att välja relativt sparande då det alternativet resulterar i ett relativt sparande på 100 %, medan att alternativ B räddar precis lika många djur men har ett relativt sparande på bara 10%. Här visar regressionstatistiken att exekutiv funktion inhibering hade varit den starkaste prediktorn för relativt sparande, om det varit statistiskt signifikant.
Resultaten är väldigt varierande för de olika uppgifterna, och det är värt att notera att även i detta test har en uppgift med samma chans till vinst för både alternativ A och alternativ B, uppgift 3. Dock postulerades det att deltagare med lägre numeracitet skulle välja alternativ A oftare än B och därmed även välja alternativ A för uppgift 3 trots att sannolikheterna är identiska. Detta kan bero på effekten av informationen de får av att observera storlekarna av bilderna över den numeriska informationen, som diskuterats av Peters (2006).
5-cent bet problemet är underligt och har i tidigare studier visats ge förvånande resultat. I Slovic et al. (2004) och Peters et al. (2012) visades en förvånande grad av attraktion till 5 cent förlust-betingelsen (betingelse B i nuvarande studie) även bland försökspersoner med högre numeracitet. För den kategori av fall där svarsalternativen korresponderar till högre grad attraktion till betingelse B visar resultatet för numeracitet att högre grad numeracitet minskar sannolikheten att man anger högre grad av lockande. Det motsäger delvis tidigare studier där även deltagare med högre grad numeracitet visar stark attraktion till förlust-betingelsen av 5-cent bet problemet. Trots att resultatet för denna koeffiecient inte är statistiskt signifikant är den allra närmast signifikant jämfört med samtliga andra prediktorer.
Eftersom resultaten var icke-signifikanta kanske det hade varit av värde att utföra en lik-nande studie på större stickprov för att undersöka om man får liklik-nande riktning på predik-torerna men andra signifikansvärden. Det är förvisso förvånande att resultaten från regres-sionsanalyserna är så icke signifikanta då resonemang och härledningar dragna från litteratu-ranalysen pekade till att i alla fall någon utav valda prediktionsvariabler skulle ha signifikant prediktiv kapacitet i avsikt till prestation i beslutsfattningsuppgifter. Att resultaten inte speg-lade fynden i litteraturen, särskilt kring numeracitet och dess prediktiva kapacitet för bättre beslutsfattning var förvånande då genomförliga studier som bland annat Sobkow, Olszewska och Traczyk (2020) och Del Missier, Mäntylä och De Bruin (2012) tidigare har visat att det är en av de främre faktorerna för överlägsen beslutsfattning. Andra studier har visat på nume-racitet som väldigt lovande prediktor för prestation på beslutsfattningstester med numerisk framing exempelvis Sobkow et al. (2020), Peters (2006) m.fl och den nuvarande studien inte visat på lika lovande resultat, kanske bör man fokusera på konstituerande komponenter av numeracitet. I den nuvarande studien har måttet av numeracitet formats från en samman-slagning av två olika numeracitetstester, dock hade man i Sobkow et al. (2020) specifikt skiljt på approximativ numeracitet, subjektiv numeracitet och statistisk numeracitet. Möjligen kan detta spela roll i hur precisa resultaten blir i jämförelse med varandra. Sobkow et al. använde också mer avancerade statistiska modeller, något som antagligen bidrar till mer precision i analysen.
Kanske är det så att dessa kognitiva förmågor inte spelar en sådan stor roll som man trott. Strömbäck et al. (2017) fokuserade vad de benämner non-cognitive factorssom själv-kontroll och tankedispositioner som grad av besinninghet och mående i relation till beslutsfattning. Det skulle potentiellt vara av intresse för framtida studier på detta ämne att bredda ut för att omfatta andra faktorer, möjligen personlighetsdrag, tankedispositioner eller affektiva di-mensioner som ångest kring numeracitet eller matematik, inte bara fokus på kognitiva pre-stationsmått utan även medföljande affekt, emotion och attityder.
5.2. Metoddiskussion
5.2
Metoddiskussion
Om data-analysarbetet kan ha genomförts på annat mer lämpad vis är visserligen en intres-sant diskussionsfråga, dock har arbetet utgått med motsatsen i åtanke. Men för diskussionens skull är det värt att reflektera över exempelvis regressionsanalyserna av prestationen på Jelly Bean-testet; kanske är det så att en annan ansats till den uppdelning av kategoriska referen-ser som gjordes resulterat i mer pålitliga eller statistiskt signifikanta resultat? Å andra sidan behövdes dummy variabler för att kunna analysera skalära variabelvärden som kategorier. Kanske skulle man istället för en uppdelning på vardera betingelse med separata analyser skapa en enda kategorisk variabel med flera värde-etikett kombinationer, eftersom det even-tuellt skulle gett en mer övergripande rapportering jämfört med den nuvarande rapportens upplägg som gör det svårt att skapa en tydlig figur för resultaten av dessa separata regres-sionsanalyser.
Sekundäranalytisk metodik lämpar sig till situationer som denna, där förväntad tidsram drastiskt förkortas, då en tid för planering och genomförandet av förstudie eller insamling inte krävs. Men trots denna fördel krävs en utförlig insats i metoden bakom insamlingen, syftet och relevanta koncept (Doolan & Froelicher, 2009).
Förarbetet kring datainsamlingen och datamaterialets omständigheter hade med sanno-likhet kunnat genomföras på ett mer strukturerat vis för att ge författaren en bättre förståelse av hur fortsatt analysarbete skulle genomföras. Tyvärr låg fokus istället på att dra teoretiska kopplingar från tidigare forskning, när det hade räckt med att djupdyka i just den tillgängliga datan. En approach som fokuserade mer på detta hade antagligen resulterat i en mer robust process och mer pålitlig metod och mer generaliserbarhet i av resultaten. Detta kan ha på-verkat resultaten då eventuella vikter i enkätsvar kan ha ha undgått författaren vid statistisk analys.
Sekundäranalys kräver också en stark förståelse av statistik i synnerhet i avsikt till analys av data. Eftersom kontroll över hur datan samlades in och etablerades i datamaterialet är detta särskilt relevant i detta fall. Överskattning av förmåga till statistisk förståelse må ha lett till underberäkning av arbetsbördan som krävdes och metoden i nuvarande arbete har med sannolikhet lidit av just detta.
Att formulera en forskningsfråga efter litteraturanalys och sedan välja ett lämpligt data-material utefter generade hypoteser är potentiellt stabilare som utgångspunkt än den omvän-da ansats som i nuvarande studie. Flera forskningsartiklar påstår att formulering av forsk-ningsfråga innan val av datamaterial är att föredra som metod vid sekundäranalys (Boo & Froelicher, 2013; Doolan & Froelicher, 2009; Johnston, 2017; Peng & Matsui, 2015). Det till-gängliga datamaterialet må ha avgränsat detta och kompromisser kring forskningsfrågor dragna utifrån litteratur och tidigare empiri har behövts göras för att passa datamaterialets teoretiska omfattning. Kort sagt, detta arbete hade potential för en starkare teoretisk bas för att justifiera de teoretiska underlag som användes.
Valet att endast använda data från en av insamlingarna har även begränsat potentialen för extrapolering av fynden till övriga dimensioner som politisk inklination och finansiellt beteende, något som var av starkt intresse vid arbetets utgångspunkt.
