1
https://doi.org/10.14712/23363177.2019.11
www.orbisscholae.cz
© 2019 The Authors. This is an open-access article distributed under the terms of the Creative
Commons Attribution License (http://creativecommons.org/licenses/by/4.0).
ORBIS SCHOLAE, 2019, 13 (2) 1−22	 METODOLOGICKÁ STUDIE
Zkrácená škála kognitivního uzavření:
struktura české verze u vzorku studentů
učitelství a učitelů1
Kateřina Vlčková*, Stanislav Ježek#,
Tomáš Kohoutek*, Jan Mareš*
*Masarykova univerzita, Pedagogická fakulta
#Masarykova univerzita, Institut výzkumu dětí, mládeže a rodiny
Fakulty sociálních studií
Abstrakt: Škála potřeby kognitivního uzavření Need for Closure Scale – NFCS
(Roets & Van Hiel, 2011) byla vytvořena za účelem měření motivace v oblasti zpracování informací
a rozhodování. Potřeba kognitivního uzavření je definována jako touha dospět k odpovědi s cílem
ukončit zpracovávání informací a rozhodování i za cenu toho, že řešení nemusí být nejlepší nebo
správné. Krátká verze NFCS je postavena na 15 položkách reprezentujících pět faset konstruktu
potřeby kognitivního uzavření na pětibodové škále Likertova typu: potřebu předvídatelnosti, preferenci
pořádku a struktury, znepokojení z nejednoznačnosti, rozhodnost a uzavřenost mysli. Studie
představuje strukturu české verze nástroje (NFCS-15-CZ: Širůček, Ťápal, & Linhartová, 2014; Širůček
& Ježek, 2015) na vybraném (profesně specifickém) vzorku učitelů (N = 142) a studentů učitelství
(N = 121). Výsledky učitelů a studentů učitelství se zásadně nelišily od výsledků nespecifické populace.
Diskutujeme o možných využitích nástroje v pedagogickém výzkumu a jeho užitečnosti, jelikož,
jak ukazují dosavadní výzkumy, škála koreluje nejen s přesvědčeními a postoji, ale i s chováním.
Klíčová slova: škála potřeby kognitivního uzavření, učitelé, studenti učitelství, druhý stupeň základního
vzdělávání
Short Version of Need for Closure Scale: The Structure of the
Czech Version on the Student Teachers’ and Teachers’ Sample
Abstract: The Need for Closure Scale – NFCS (Roets & Van Hiel, 2011) was designed
to assess individuals’ motivation with respect to information processing and judgement. The
need for closure is defined as a desire for an answer in order to stop further information processing
and judgement, even if that answer is not the correct or best answer. The short version of NFCS
consists of 15 items with 5-point Likert type ratings measuring 5 facets: desire for predictability,
preference of order and structure, discomfort with ambiguity, decisiveness, and closed-mindedness.
Our study presents the structure of Czech version of NFCS-15-CZ (Širůček, Ťápal, & Linhartová,
2014; Širůček & Ježek, 2015) on a professionally specific sample of teachers (N = 142) and student
teachers (N = 121). The results do not substantially differ from the results of general population.
We discuss the possible applications of NFCS-15-CZ in educational research and its usefulness (as
the scale correlates with beliefs and attitudes as well as behaviour).
Keywords: Need for Closure Scale, teachers, student teachers, lower secondary education
1	 Studie byla podpořena GA ČR v projektu Strategie řízení třídy u studentů učitelství a zkušených
učitelů (jejich “cvičných učitelů”) na druhém stupni základní školy (16-02177S). Autoři děkují
GA ČR za poskytnutou podporu a studentům učitelství a učitelům za poskytnutá data. Děkujeme
dr. Janu Širůčkovi za inspiraci k práci s NFCS u učitelů a možnost navázat na výsledky práce
týmu z Institutu výzkumu dětí, mládeže a rodiny a katedry psychologie Fakulty sociálních studií
Masarykovy univerzity.
Kateřina Vlčková, Stanislav Ježek, Tomáš Kohoutek, Jan Mareš
2 Cílem studie je představit konstrukt potřeby kognitivního uzavření jako relevantní
osobnostní proměnnou v pedagogickém kontextu a ověřit funkčnost nedávno vyvinuté
české verze škály měřící tento konstrukt na specifické populaci učitelů a studentů
učitelství2 (Need for Closure Scale – NFCS: Roets & Van Hiel, 2011 v adaptaci Širůček,
Ťápal, & Linhartová, 2014; Širůček & Ježek, 2015). Naším cílem je prostřednictvím
této studie nabídnout konstrukt NFCS jako osobnostní proměnnou sytící jevy
zkoumané pedagogickým výzkumem (zejména v pedeutologii). Konstrukt potřeby
kognitivního uzavření se ukázal jako nosný k vysvětlování jevů především v oblasti
psychologie, ale také v dalších sociálněvědních disciplínách, např. konstruktu konformity,
politického a sociálního konzervatismu (kupř. De keersmaecker, Van Assche,
& Roets, 2016), postojů k technologickým inovacím (Chernikova et al., 2017), vyhýbání
se konfliktu (Zhang et al., 2017), autoritářství (De keersmaecker et al., 2017),
předsudků (např. Burke et al., 2017), sociální projekce norem (De keersmaecker
& Roets, 2017), morality (mj. Frederico et al., 2016), kognitivních procesů (např.
Kossowska et al., 2018) či rozhodování (kupř. Evans et al., 2017).
Konstrukt NFC (need for closure) je v pedagogice zatím využit minimálně (např.
DeBacker & Crowson, 2008). Jelikož však v českém prostředí existuje adaptace
krátké verze NFCS (NFCS-15-CZ: Širůček & Ježek, 2015; Širůček et al., 2014), je
implicitním cílem této studie inspirovat k využívání NFCS-15-CZ výzkumníky v pedagogice,
vzdělavatele učitelů při vzdělávání studentů učitelství, při podpoře mentorů
studentů učitelství a při dalším vzdělávání učitelů.
1 Potřeba kognitivního uzavření
Potřeba kognitivního uzavření je konstrukt, který zavedl Kruglanski (1989, 1990)
jako součást teorie kognitivně-motivačních aspektů rozhodování. NFC definoval jako
individuální potřebu nalézt definitivní odpověď na dané téma, a to jakoukoli odpověď
tak, aby se člověk vyhnul nepříjemnému stavu zmatku a nejednoznačnosti
(Kruglanski, 1989, s. 337). Jinak řečeno, NFC se projevuje v potřebě činit rozhodnutí
a vyhnout se nejednoznačným situacím. Projevuje se dvěma tendencemi, jednak
tlakem na uzavření (seize), jednak potřebou uzavření udržet (freeze). Může ovlivňovat
vnímání, interpretaci a rozhodování. Je považována za (relativně) stabilní
dispoziční osobnostní rys, který může být dočasně zesílen situačními determinantami
(časový tlak, stres) či oslaben (obava z chyby v důsledku překotného úsudku; Webster
& Kruglanski, 1994). NFC je posilována vnímaným užitkem z uzavření nebo nevýhodami
z neuzavření tématu. V posledních desetiletích byl tento konstrukt rozsáhle
zkoumán (přehledy viz Kruglanski, 2004; Kruglanski et al., 2009; Roets et al., 2015;
Roets, 2018).
2	 Autoři používají poměrně volně jak variantu need for closure, tak need for cognitive closure.
V českém překladu preferujeme podobu potřeba kognitivního uzavření, která vystihuje povahu
v našem prostředí méně rozšířeného konstruktu explicitněji.
Zkrácená škála kognitivního uzavření: struktura české verze u vzorku studentů učitelství a učitelů
3Od počátků formulace tohoto konstruktu a vytváření nástroje k jeho měření autoři
(Webster & Kruglanski, 1994) kladli důraz nejen na různorodé zdroje fenoménu
(kognitivní, motivační, situační), ale i na rozmanitost jeho manifestací. Důraz na
zdroje a proměnné procesu utváření úsudku považují za podstatný rozdíl oproti
starším příbuzným konstruktům, jako jsou tolerance k neurčitosti (Frenkel-Brunswik,
1949), autoritářství (Sanford et al., 1950; dle Webster & Kruglanski, 1994) nebo
dogmatismus (Rokeach, 1960; dle Webster & Kruglanski, 1994), které ve větší míře
sledují stabilní individuální charakteristiky kotvené v psychodynamických koncepcích
vývoje osobnosti než situační proměnné. Reflexe rozmanitosti manifestací je
pak podmínkou predikce chování. Také proto je jí věnována zvláštní pozornost i při
konstrukci nástroje k měření potřeby kognitivního uzavření.
2 Měření potřeby kognitivního uzavření
K měření tohoto rysu sestavili Websterová a Kruglanski (1994) 42položkovou NFC
škálu zahrnující pět faset3, oblastí projevů vysoké dispoziční NFC:
1)	 řád (preference řádu a struktury v životě, vyhnutí se chaosu a zmatku);
2)	 předvídatelnost (potřeba stabilní informace, neměnící se v podmínkách a nevykazující
výjimky);
3)	 rozhodnost (tlak dospět k rozhodnutí);
4)	 nejednoznačnost (pocit diskomfortu z nejednoznačnosti);
5)	 uzavřenost mysli (neochota konfrontovat své znalosti s alternativními variantami
nebo nekonzistentními důkazy).
NFCS škála byla Websterovou a Kruglanským (1994) vyvinuta jako jednodimenzionální,
nicméně další autoři (např. Neuberg, Judice, & West, 1997) navrhovali
dvoudimenzionální řešení odlišující tendenci k uzavření (seize) a jeho neměnění
(freeze), o čemž se následně vedly diskuse, které vyústily v náhradu položek z fasety
rozhodnosti v revidované 41položkové verzi nástroje (Roets & Van Hiel, 2007; aj.).
Škála NFCS byla v posledních letech ve výzkumech často používána, obvykle spolu
s dalšími nástroji, což vedlo k jejímu různému zkracování, to mimo jiné následně
omezilo srovnatelnost výsledků. Proto Roets a Van Hiel (2011) zkonstruovali krátkou
verzi NFCS s 15 položkami (dále NFCS-15), která byla posléze validována v dalších
jazycích, např. španělštině (Horcajo et al., 2011) či turečtině (Atak, Syed, & Çok,
2017). Českou4 validaci (NFCS-15-CZ) provedli Širůček a spolupracovníci na celkovém
vzorku více než 2500 respondentů ve věku 16 až 43 let (Širůček et al., 2014; Širůček
& Ježek, 2015). Cílem naší studie je ověřit faktorovou validitu této české verze nástroje
na profesně specifickém vzorku učitelů a studentů učitelství.
3	 Pět faset NFC: preference of order, preference of predictability, decisiveness, discomfort with
ambiguity, closed-mindedness (Webster & Kruglanski, 1994).
4	 Slovenskou validaci nástroje realizovali Adamovová a Sollár (2009), viz též Sollár a Adamovová
(2007).
Kateřina Vlčková, Stanislav Ježek, Tomáš Kohoutek, Jan Mareš
4 3 Metodologie šetření
3.1 Vzorek
Respondenty byli studenti učitelství všeobecně vzdělávacích předmětů pro druhý
stupeň základní školy (N = 142) a učitelé vyučující na druhém stupni základních škol
(N = 121). Vzorek studentů učitelství byl konstruován tak, že byli osloveni všichni
studenti učitelství Pedagogické fakulty Masarykovy univerzity (PdF MU) v prvním
semestru v navazujícím magisterském studiu (N = 231). Studenti učitelství mohli, pokud
měli zájem, vyplnit dotazník v rámci předmětu pedagogická psychologie na PdF
MU a reflektovat výsledky ve výuce. Této možnosti využilo 142 studentů z celkem 231
(návratnost 61 %). Druhou část vzorku tvořili provázející učitelé výše uvedených 142
studentů učitelství na praxích na fakultních a dalších školách převážně v Brně a okolí
(návratnost 85 %). Dotazník učitelům zadávali studenti učitelství na praxi, pokud
chtěli na semináři porovnat své výsledky se svým provázejícím učitelem. Provázející
učitel měl vždy jeden z aprobačních předmětů stejný jako student učitelství.
Vzorek studentů se skládal z 85 % žen a 15 % mužů. Uvedená proporce naznačuje,
že nedošlo ke zkreslení vlivem návratnosti. Velká část studentů učitelství v našem
vzorku (49 %) vyučovala jazyky (z nich 9 % český jazyk), 23 % přírodovědné a technické
předměty, 25 % humanitní předměty a 3 % hudební či výtvarnou výchovu.
Vzorek učitelů tvořilo 83 % (101) žen a 17 % (20) mužů. Učitelé byli v praxi 1 až 39 let
(průměrně 18, SD = 9,55). Polovina (61) z odpověděvších učitelů měla aprobaci na
cizí jazyky, dalších 29 % (35) na přírodovědné předměty nebo matematiku, 48 %
(58) na humanitní předměty (výchovy, včetně zeměpisu), 24 % (29) na český jazyk
a 11 % (13) na tělesnou výchovu. Celkem 11 % (13) z nich mělo aprobaci na speciální
pedagogiku, 5 % (4) na primární stupeň. Celkem 66 % učitelů mělo dva aprobační
předměty, 11 % jeden, 21 % tři a 2 % čtyři předměty. Učitelé pracovali jako mentoři
studentů učitelství 1 až 30 let (průměrně 6,68 roku, SD = 6,64). Celkem 53 % (65)
učitelů bylo absolventy PdF MU.
3.2 Sběr dat
Dotazník studenti vyplňovali on-line v březnu až červnu 2016 v aplikaci na dotazníková
šetření Institutu výzkumu dětí, mládeže a rodiny Fakulty sociálních studií
Masarykovy univerzity. Učitelé vyplňovali dotazník v tištěné formě. Studenti i učitelé
vyplňovali dotazník v kontextu školy a vyučování, spolu s dotazníkem na řízení třídy
v rámci řešení projektu GA ČR na téma řízení třídy, což se může projevit v jejich
odpovědích v NFCS-15-CZ.
3.3 Metoda
Škála NFCS-15-CZ (Širůček et al., 2014; Širůček & Ježek, 2015) je českou verzí patnáctipoložkové
škály (podle Roets & Van Hiel, 2011) vzniklé zkrácením nástroje pů-
Zkrácená škála kognitivního uzavření: struktura české verze u vzorku studentů učitelství a učitelů
5vodně vyvinutého Websterovou a Kruglanským (NFCS, Need for Closure, 1994, revize
Roets & Van Hiel, 2007). Ten měl původně 42/41 položek, takže různí výzkumníci
používali často své „idiosynkratické“ verze (Roets & Van Hiel, 2011).
Škála NFCS-15-CZ zachycuje na odpovědní stupnici Likertova typu5 (1 – vůbec
mě nevystihuje, 2 – spíše mě nevystihuje, 3 – vystihuje mě tak napůl, 4 – spíše mě
vystihuje, 5 – zcela mě vystihuje) pět základních faset konstruktu potřeby kognitivního
uzavření, tedy 1) preferenci uspořádání a pořádku v prostředí, 2) preferenci
předvídatelnosti plynoucí z jistých znalostí (secure knowledge), 3) rozhodnost jako
usilování o uzavření, 4) prožívání diskomfortu v situaci neurčitosti a 5) neochotu
nechat své závěry konfrontovat alternativními názory či nekonzistentními fakty
(closed-mindedness). Každá faseta měla být v NFCS-15-CZ reprezentována třemi
položkami (tabulka 1).
Tabulka 1 Fasety a položky NFCS-15-CZ (dle Širůček et al., 2014; Širůček & Ježek, 2015)
Preference uspořádání
a pořádku v prostředí
nfc01: Žít dobře uspořádaný život s pravidelným denním rozvrhem
mi prostě sedne.
nfc02: Stanovit si pevný režim mi pomáhá více si užívat života.
nfc03: Líbí se mi jasný a uspořádaný způsob života.
Preference
předvídatelnosti
plynoucí z jistých
znalostí
nfc04: Nerad(a) se vystavuji situacím, o nichž dopředu nevím,
co mohu očekávat.
nfc05: Nerad(a) trávím čas ve společnosti lidí, kteří jsou schopni
jednat nepředvídatelně.
nfc06: Nemám rád(a) nepředvídatelné situace.
Rozhodnost jako
usilování o uzavření
nfc07: Obyčejně se mi uleví, jakmile se pro něco rozhodnu.
nfc08: Když stojím před nějakým problémem, obvykle se snažím
dojít k řešení co nejrychleji.
nfc12: Pokud nemůžu přijít na řešení problému okamžitě, jsem
netrpělivý(á) a podrážděný(á).
Prožívání diskomfortu
v situaci neurčitosti
nfc09: Nemám rád(a), když něčí výrok může znamenat spoustu
různých věcí.
nfc13: Nemám rád(a) nejisté situace.
nfc14: Je mi nepříjemné, když nechápu důvod nějaké události,
která se mi přihodila.
Uzavřenost mysli nfc10: Obvykle mne dráždí, když jeden člověk nesouhlasí s něčím,
co si myslí všichni ostatní.
nfc11: Nepotřebuji se zabývat všemi možnými úhly pohledu na to,
abych si udělal(a) vlastní názor.
nfc15: Nemám rád(a) otázky, na které lze odpovědět mnoha různými
způsoby.
5	 Originální NFC (Roets & Van Hiel, 2011) používá obdobnou odpovědní škálu od 1 (completely
disagree) do 5 (completely agree).
Kateřina Vlčková, Stanislav Ježek, Tomáš Kohoutek, Jan Mareš
6 3.4 Analýza dat
Tyto fasety společně utvářejí fenomén potřeby uzavření, přičemž paleta modelů
měření využitelná k modelování vztahů mezi položkami je poměrně široká. S ohledem
na předpoklad, že součtem všech 15 položek vznikne proměnná, která dobře
reprezentuje konstrukt potřeby uzavření, se testuje obvykle jednofaktorový model,
v němž jsou specifika jednotlivých faset modelována jako kovariance reziduí (lokální
závislosti). Lze také uvažovat hierarchický model, v němž jsou fasety modelovány
jako faktory a NFC je faktorem druhého řádu syceným fasetovými faktory, nebo jako
bifaktorový model, kde je vedle hlavního faktoru NFC syceného všemi položkami
modelována ještě pětice fasetových faktorů. Ve zkrácené verzi, která zachycuje
každou fasetu pouze třemi položkami, je však jasná identifikace fasetových „faktorů“
problematická. Zde proto prezentujeme variantu jednofaktorového modelu
s korelovanými rezidui uvnitř faset (obrázek 1).
4 Výsledky
Pomocí balíku lavaan (Rosseel, 2012) v prostředí R (R Core Team, 2018) jsme posuzovali,
nakolik je plauzibilním popisem fungování položek NFCS v populaci učitelů
a studentů učitelství jednofaktorový model – tj. model, v němž jsou všechny položky
syceny právě jedním faktorem. Použili jsme tedy konfirmační faktorovou analýzu
(CFA). Využili jsme data od studentů učitelství (N = 142) a učitelů (N = 121). Dále
jsme testovali, zda jsou parametry tohoto jednofaktorového modelu shodné s parametry
téhož modelu získanými na referenčních datech z projektu GA ČR Od rozhodnosti
k autoritářství: Potřeba kognitivního uzavření (2015–2017) realizovaném na
FSS MU (Širůček, Cígler, Ježek). Tímto testováním invariance modelu měření napříč
populacemi se zjišťuje, zda položky mají pro respondenty ve všech srovnávacích
populacích stejný význam vzhledem k měřenému konstruktu. Vzhledem k malé velikosti
vzorku jsme skupiny nesrovnávali mezi sebou navzájem, ale vždy s referenčním
vzorkem.
Popisné statistiky proměnných pro jednotlivé skupiny jsou uvedeny v tabulce 2.
Položky jsou v CFA modelovány jako kategorické ordinální s využitím estimátoru
WLSMV korigujícím odchylky od normality rozložení položek. Četnosti jednotlivých
odpovědí na jednotlivé položky zde neuvádíme. U naprosté většiny položek odpovídalo
rozložení odpovědí unimodálnímu rozložení, přičemž šikmost a špičatost tohoto
rozložení jen výjimečně přesahovaly hodnotu |1|. Chybějících odpovědí bylo méně
než 1 %.
Pohled na matice polychorických korelací mezi položkami (tabulka 3) naznačuje,
že drtivá většina korelací je kladná, avšak spíše nízká. Pouze v rámci některých
faset jsou korelace vyšší. Potěšující je, že jsou si tři prezentované korelační matice
velmi podobné.
Zkrácená škála kognitivního uzavření: struktura české verze u vzorku studentů učitelství a učitelů
7Tabulka 2 Deskriptivní statistiky položek NFCS-15-CZ
Studenti (N = 139–142) Učitelé (N = 120–121) Referenční vzorek (N = 611)
pol. M SD Šik Špi M SD Šik Špi M SD Šik Špi
01 3,34 0,97 -0,34 0,05 3,48 0,85 -0,34 0,10 3,20 1,00 -0,20 -0,58
02 3,12 1,11 -0,27 -0,66 3,18 0,90 -0,36 –0,20 2,99 1,08 -0,06 -1,01
03 3,49 0,97 -0,30 -0,46 3,36 0,88 -0,53 0,13 3,32 1,08 -0,20 -0,83
04 3,35 1,08 -0,26 -0,64 3,17 1,01 -0,09 -0,49 3,08 1,17 -0,01 -0,99
05 2,89 1,00 -0,03 -0,71 2,88 0,97 0,08 -0,53 2,70 1,10 0,25 -0,83
06 3,18 1,07 -0,18 -0,65 3,06 1,02 -0,07 -0,48 3,00 1,14 < 0,01 -0,99
07 3,69 0,98 -0,62 -0,12 3,53 0,99 -0,64 0,09 3,81 1,05 -0,76 -0,10
08 3,65 0,90 -0,55 -0,24 3,58 0,98 -0,72 0,25 3,41 1,08 -0,30 -0,77
09 3,01 1,04 -0,01 -0,60 2,56 0,91 0,25 -0,06 3,24 1,14 -0,20 -0,91
10 3,47 1,00 -0,56 -0,16 3,16 0,92 -0,37 -0,48 3,53 1,03 -0,42 -0,56
11 3,68 0,92 -0,43 -0,38 3,30 0,95 -0,50 -0,26 3,79 1,10 -0,71 -0,42
12 3,31 0,97 -0,18 -0,69 3,08 0,97 -0,11 -0,94 3,30 1,21 -0,22 -1,02
13 2,24 1,00 0,57 -0,38 2,13 0,95 0,73 0,43 1,95 1,01 1,08 0,68
14 2,43 1,01 0,53 -0,31 2,45 1,06 0,30 -0,74 2,13 1,05 0,86 0,05
15 2,68 1,00 0,25 -0,52 2,50 1,02 0,51 -0,38 2,28 1,09 0,75 -0,14
Poznámka: Ve všech vzorcích byly u všech položek využity všechny odpovědní možnosti.
Šik = šikmost, Špi = špičatost rozložení.
Tabulka 3 Korelační matice položek (polychorické korelace). Pod diagonálou studenti, nad ní učitelé,
v druhé matici referenční vzorek
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
nfc01 0,62 0,56 0,29 0,24 0,24 0,28 0,35 -0,04 0,24 0,17 0,07 -0,10 0,06 0,08
nfc02 0,68 0,59 0,3 0,26 0,30 0,29 0,31 0,12 0,22 0,12 0,05 -0,04 0,05 0,06
nfc03 0,64 0,65 0,35 0,29 0,29 0,27 0,20 0,11 0,22 0,15 0,08 0,08 0,05 0,05
nfc04 0,28 0,23 0,36 0,46 0,63 0,17 0,11 0,00 0,48 0,21 0,23 0,10 0,10 0,06
nfc05 0,22 0,33 0,33 0,43 0,60 0,24 0,15 0,02 0,38 0,17 0,20 0,09 0,16 0,21
nfc06 0,30 0,32 0,37 0,61 0,58 0,32 0,07 0,12 0,52 0,26 0,19 0,10 0,08 0,26
nfc07 0,30 0,26 0,26 0,28 0,19 0,26 0,15 0,14 0,31 0,19 0,04 0,01 0,01 0,14
nfc08 0,21 0,22 0,25 -0,05 0,08 0,01 0,22 0,05 0,07 0,01 0,2 -0,14 0,16 0,00
nfc09 0,11 0,17 0,03 0,26 0,12 0,22 0,22 0,10 0,29 0,11 0,00 0,19 0,25 0,17
nfc10 0,27 0,27 0,36 0,58 0,34 0,63 0,32 0,02 0,37 0,38 0,29 0,12 0,14 0,21
nfc11 0,02 0,10 0,14 0,28 0,19 0,26 0,20 -0,02 0,24 0,34 0,17 0,11 0,01 0,21
nfc12 0,17 0,27 0,24 0,15 0,23 0,12 0,23 0,13 0,07 0,18 0,21 0,18 -0,01 0,25
nfc13 0,13 0,22 0,15 0,18 0,23 0,17 0,12 0,05 0,29 0,12 0,21 0,11 0,29 0,35
nfc14 0,20 0,21 0,17 0,13 0,21 0,12 0,07 0,14 0,22 0,03 0,03 0,02 0,24 0,17
nfc15 0,07 0,16 0,15 0,18 0,14 0,11 0,21 0,00 0,24 0,25 0,23 0,17 0,30 0,36
Kateřina Vlčková, Stanislav Ježek, Tomáš Kohoutek, Jan Mareš
8 Refe-
renční
vzorek
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15
nfc02 0,72
nfc03 0,73 0,66
nfc04 0,37 0,32 0,48
nfc05 0,32 0,24 0,38 0,51
nfc06 0,43 0,34 0,51 0,74 0,63
nfc07 0,24 0,25 0,27 0,25 0,16 0,28
nfc08 0,17 0,17 0,20 0,05 0,09 0,09 0,17
nfc09 0,18 0,24 0,25 0,26 0,23 0,28 0,30 0,33
nfc10 0,40 0,39 0,51 0,63 0,49 0,67 0,38 0,16 0,42
nfc11 0,19 0,22 0,28 0,33 0,31 0,39 0,28 0,16 0,33 0,38
nfc12 0,24 0,19 0,25 0,28 0,34 0,31 0,16 0,10 0,29 0,39 0,43
nfc13 0,14 0,13 0,23 0,24 0,28 0,32 0,09 0,08 0,30 0,25 0,17 0,31
nfc14 0,11 0,10 0,16 0,09 0,13 0,11 0,00 0,10 0,18 0,09 0,02 0,15 0,25
nfc15 0,16 0,19 0,23 0,24 0,31 0,33 0,10 0,06 0,22 0,36 0,28 0,44 0,47 0,27
Poznámka: Tučně zvýrazněné korelace jsou nejtěsnější, kurzivou a tučně jsou méně těsné,
nezvýrazněné jsou málo těsné až nezávislé vztahy.
Model NFCS byl specifikován jako jednofaktorový s reziduálními kovariancemi
uvnitř trojic položek reprezentujících jednotlivé fasety. Model jsme postupně odhadli
na datech všech tří skupin a pak na sloučeném vzorku. Na vzorcích studentů učitelství
a učitelů má model poněkud horší shodu s daty (tabulka 4). Vzhledem k tomu, že
jde o malé a specifické vzorky, lze zejména u RMSEA očekávat zhoršení. Specifický
rozdíl lze vysledovat ze škálovacího faktoru c, který odráží míru multivariační špičatosti
rozložení položek. Odsud si lze povšimnout, že špičatost rozložení odpovědí
ve vzorku studentů a učitelů je méně negativní než v referenčním vzorku – studenti
učitelství i učitelé totiž byli méně ochotní volit krajní body odpovědních škál.
Tabulka 4 Ukazatele shody CFA modelu s daty pro skupinu studentů učitelství, učitelů, referenční
vzorek a všechny vzorky sloučené dohromady
Studenti Učitelé Referenční vzorek Sloučený
N 142 121 611 874
S-B škálovaný χ2 183,6 166,2 262,2 418,9
df 75 75 75 75
p < 0,001 < 0,001 < 0,001 < 0,001
Škálovací faktor c 1,018 1,060 0,762 0,765
CFI 0,930 0,946 0,973 0,966
RMSEA 0,104 0,102 0,064 0,073
SRMR 0,092 0,089 0,049 0,052
Zkrácená škála kognitivního uzavření: struktura české verze u vzorku studentů učitelství a učitelů
9Tabulka 5 Vybrané standardizované parametry CFA modelu s daty pro skupinu studentů učitelství,
učitelů, referenční vzorek a všechny vzorky sloučené dohromady
Studenti Učitelé Referenční vzorek Sloučený
Náboje na NFC faktoru
1 0,45 0,47 0,50 0,48
2 0,48 0,43 0,45 0,44
3 0,55 0,50 0,62 0,60
4 0,69 0,68 0,68 0,68
5 0,62 0,66 0,60 0,60
6 0,75 0,75 0,76 0,76
7 0,48 0,52 0,39 0,41
8 0,23 0,30 0,20 0,22
9 0,41 0,25 0,47 0,43
10 0,85 0,83 0,88 0,86
11 0,42 0,38 0,52 0,48
12 0,40 0,32 0,52 0,48
13 0,38 0,12 0,40 0,36
14 0,35 0,18 0,18 0,20
15 0,35 0,32 0,46 0,43
Korelace reziduí
01–02 0,74 0,82 0,68 0,71
01–03 0,66 0,69 0,65 0,66
02–03 0,69 0,75 0,58 0,62
04–05 0,20 0,23 0,18 0,20
04–06 0,42 0,53 0,49 0,49
05–06 0,49 0,49 0,36 0,40
07–08 0,20 0,01 0,10 0,09
07–09 0,11 0,04 0,15 0,15
08–09 0,05 0,01 0,27 0,18
10–11 0,05 0,35 -0,20 -0,02
10–12 -0,27 0,20 -0,19 -0,11
11–12 0,03 0,12 0,23 0,21
13–14 0,16 0,29 0,20 0,22
13–15 0,24 0,32 0,36 0,35
14–15 0,38 0,08 0,21 0,23
Kateřina Vlčková, Stanislav Ježek, Tomáš Kohoutek, Jan Mareš
10
Porovnáme-li náboje položek na faktoru NFC (tabulka 5), jsou velmi podobné.
S výjimkou položky 13 se standardizované náboje na vzorku učitelů a studentů učitelství
neliší od nábojů na referenčním vzorku o více než 0,15. Rozdíly ve velikostech
reziduálních korelací jsou místy větší, ale až na korelace reziduí ve fasetě tvořené
položkami 10, 11 a 12 se od referenčního vzorku interpretovatelně neliší. Pro podporu
tohoto srovnání jsme provedli formální testy invariance modelu měření – tedy
testy toho, zda se uvedené parametry modelu mezi vzorky liší. S ohledem na malou
velikost vzorku (a fakt, že vzorky studentů učitelství a učitelů nejsou nezávislé)
jsme srovnávali zvlášť vzorek studentů učitelství a vzorek učitelů s referenčním
vzorkem. Shrnutí těchto srovnání obsahuje tabulka 6. Řádek s konfigurálně invariantním
modelem zde představuje základ, proti kterému se srovnávají modely,
které mají postupně více parametrů omezených tak, aby se nemohly lišit napříč
skupinami. Slabou invariancí pak rozumíme rovnost nábojů položek na faktoru NFC,
silnou invariancí rovnost nábojů i prahů (průměrů) položek a konečně striktní invariance
vyžaduje navíc i rovnost reziduálních rozptylů položek. Jsou-li modely měření
napříč populacemi slabě invariantní, můžeme napříč těmito populacemi pomocí
strukturního modelu srovnávat korelace měřeného faktoru s dalšími proměnnými.
Nemůžeme však ve strukturním modelu napříč populacemi srovnávat průměry měřeného
faktoru – k tomu je nutná silná invariance. Konečně striktní invariance je
nutným požadavkem k tomu, abychom mohli považovat za srovnatelné součtové
skóry.
Obrázek 1 Jednofaktorový model s korelovanými rezidui uvnitř faset
Zkrácená škála kognitivního uzavření: struktura české verze u vzorku studentů učitelství a učitelů
11Ze srovnání plyne, že v souladu s prvotními dojmy můžeme považovat tento
model měření škály NFCS-15-CZ za slabě invariantní napříč třemi použitými vzorky.
Náboje na faktoru NFC lze považovat za shodné. O silné a striktní invariance je však
na místě pochybovat. Zafixováním prahů (parametrů vztahu mezi kategorickými odpověďmi
na položku a latentní spojitou proměnnou, která naši kategorickou položku
v modelu zastupuje) napříč skupinami se shoda modelu mírně, avšak signifikantně
zhoršila. Zhoršení se neprojevilo ve všech ukazatelích – CFI a RMSEA se mění minimálně.
I když je tedy bezpečnější škálu NFCS analyticky používat ve strukturních
modelech, kde lze faktor potřeby uzavření explicitně modelovat, nemělo by být
zásadně problematické ani sečtení všech položek do součtového skóru, s nímž by se
pak pracovalo tradičními statistickými technikami.
Tabulka 6 Výsledky testování invariance modelu měření (s korekcí dle Satorra & Bentler, 2010)
Studenti versus referenční vzorek
Model df
S-B
škálovaný χ2
Rozdíl χ2
(korigovaný)
Rozdíl
df
p CFI RMSEA
Konfigurální 150 343,8 0,966 0,071
Slabá 164 375,5 6,4 14 0,956 0,976 0,057
Silná 194 411,4 48,8 30 0,017 0,972 0,057
Striktní 209 450,8 15,9 15 0,387 0,972 0,055
Učitelé versus referenční vzorek
df
S-B
škálovaný χ2
Rozdíl χ2
(korigovaný)
Rozdíl
df
p CFI RMSEA
Konfigurální 150 327,9 0,969 0,069
Slabá 164 386,2 9,3 14 0,813 0,977 0,056
Silná 194 435,7 65,7 30 < 0,001 0,972 0,057
Striktní 209 483,4 16,7 15 0,334 0,972 0,055
Vnitřní konzistenci součtové škály všech 15 položek lze považovat za uspokojivou
(tabulka 7). Vedle tradičního ukazatele alfa, který je zatížen mnoha předpoklady, jež
často nebývají splněny, uvádíme také McDonaldovu hierarchickou omegu a omegu
total. Ty odráží reliabilitu přesněji v jejích různých významech. Zatímco hierarchická
omega vypovídá o tom, jak velká část rozptylu všech položek je vysvětlitelná faktorem
potřeby uzavření, omega total vypovídá o tom, jak velká je veškerá reliabilní
část rozptylu všech položek. Omega total tak je spodním odhadem test-retestové
reliability. Hierarchická omega oproti omeze total spíše ukazuje, jak velká část onoho
reliabilního rozptylu je konstruktově relevantní, tedy reprezentuje potřebu uzavření.
Vzhledem k rozdílu mezi omegou total a McDonaldovou hierarchickou omegou
je třeba nezapomínat na to, že nezanedbatelná část reliabilního rozptylu součtové
škály nereprezentuje konstrukt NFC, ale specifika jednotlivých faset. S ohledem
na to doporučujeme opatrnost při interpretaci vztahů mezi součtovým skórem NFC
Kateřina Vlčková, Stanislav Ježek, Tomáš Kohoutek, Jan Mareš
12 a dalšími proměnnými, protože korelace nemusí odrážet pouze vztah s NFC, ale také
se specifickými fasetovými faktory, které ve zkrácené podobě škály NFCS-15-CZ nelze
spolehlivě modelovat.
Tabulka 7 Ukazatele vnitřní konzistence
Studenti Učitelé Referenční Sloučený
Cronbachova alfa 0,85 0,82 0,86 0,85
Omega h (McDonald) 0,75 0,69 0,76 0,75
Omega total 0,87 0,85 0,87 0,87
5 Diskuse
Cílem naší studie bylo představit na vybraném (profesně specifickém) vzorku učitelů
a studentů učitelství strukturu škály potřeby kognitivního uzavření (Need for Closure
Scale – NFCS: Roets & Van Hiel, 2011, v adaptaci Širůček et al., 2014; Širůček & Ježek,
2015), k čemuž jsme využívali konfirmační faktorovou analýzu. Zjišťovali jsme,
zda měření konstruktu potřeby kognitivního uzavření u vybrané profesně specifické
skupiny učitelů a studentů učitelství poskytne podobné výsledky jako u nespecifické
populace. Na základě naší analýzy lze konstatovat, že škála NFCS-15-CZ (Širůček
et al., 2014; Širůček & Ježek, 2015) vykazuje na vzorku studentů učitelství i jejich
provázejících učitelů adekvátní psychometrické vlastnosti. Identifikovaná struktura
škály koresponduje se strukturou škály u profesně nespecifické populace. Tyto výsledky
by však bylo vhodné ověřit na větším a reprezentativním vzorku vzhledem
k cíli představení struktury škály na učitelích a studentech učitelství. V případě naší
studie je třeba brát v potaz limity studie dané malou velikostí našeho vzorku a typem
výběru vzorku (studenti učitelství prvního ročníku navazujícího magisterského studia
PdF MU, provázející učitelé a převážně z okolí Brna, atd.).
Z hlediska našeho cíle inspirovat k používání škály v pedagogickém výzkumu,
případně diagnostice, lze obecně konstatovat, že škálu lze doporučit pro používání
ve výzkumech učitelů i studentů učitelství. Vzhledem k tomu, že se jedná o krátkou,
patnáctipoložkovou škálu, je vhodná pro výzkumy kombinující více nástrojů.
Jelikož jde o mezinárodně široce používaný nástroj v nejrůznějších oblastech sociálněvědního
zkoumání, umožňuje jeho česká varianta zapojení se vlastními výsledky
do mezinárodní diskuse nad tématy spojenými s potřebou kognitivního uzavření.
Položky škály NFCS-15-CZ přesně korespondují s položkami originální anglické verze
škály (Roets & Van Hiel, 2011), což usnadňuje prezentaci výsledků v mezinárodním
prostředí a jejich srovnatelnost napříč jazykově-kulturním kontextem. I když je poměrně
bezpečné pracovat se součtovým skórem ze všech 15 položek a využívat jej
napříč širokou paletou statistických či diagnostických použití, je vhodné používat
analýzy latentními proměnnými, které umožňují faktor potřeby uzavření explicitně
modelovat.
Zkrácená škála kognitivního uzavření: struktura české verze u vzorku studentů učitelství a učitelů
13Z hlediska pedagogického výzkumu se nabízí široká paleta oblastí ke zkoumání
vztahu konstruktu potřeby kognitivního uzavření s dalšími psychologicko-pedeutologickými
konstrukty, jako jsou učitelovo sebehodnocení, sebepojetí v roli učitele,
přesvědčení o vlastní účinnosti (self-efficacy), didaktická transformace učiva, zaměření
motivace, konformita, konzervativismus, typy morálního založení, přístup
k inovacím ve škole, schopnost autonomního jednání či multitasking učitele při řízení
třídy. Ve všech těchto oblastech je potenciál pro zjištění zásadních souvislostí, jelikož
například v psychologických výzkumech byly podobné typy vztahů identifikovány
(vztah NFC a typů morality: Frederico et al., 2016; negativní vztah NFC a multitaskingu:
Szumowska, Poplawska-Boruc, & Kossowska, 2018; vztah NFC a negativního
hodnocení homo- a bisexuálů: Burke et al., 2017; negativní vztah NFC a používání
nových technologií: Chernikova et al., 2017; atd.). Jak ukazují dosavadní výzkumy,
škála koreluje nejen s přesvědčeními a postoji, ale i chováním a v některých případech
může být použita místo tradičních nástrojů diagnostiky osobnosti (srov. Širůček
et al., 2014).
Příkladem využití škály NFCS-15-CZ jako jednoho z nástrojů ve výzkumu, kde
je zjišťován vztah tohoto stabilního, zásadního osobnostního rysu učitele (potřeby
kognitivního uzavření), může být náš navazující výzkum, kde s potřebou kognitivního
uzavření pracujeme jako jedním z (potenciálních) prediktorů řízení třídy provázejícími
učiteli a studenty učitelství na praxi, konkrétně strategií managementu
chování (behavioral management) a výuky (instructional management). Ukazuje se
například, že čím vyšší dispoziční potřebu kognitivního uzavření provázející učitelé
a studenti učitelství reportují, tím silnější reportují kontrolu v oblasti managementu
chování žáků ve třídě (Vlčková & Mareš, 2017).
Další oblastí pro potenciální využití škály je i pregraduální a další vzdělávání
učitelů. Blömekeová, Gustafsson a Shavelson (2015) poukazují na to, že při výběru
(a rozvoji) lidí se můžeme soustředit jak na posuzování dispozic, tak na chování lidí
v konkrétní situaci. Pro pedagogický výzkum i profesní praxi považují za důležité
se věnovat přípravě (training), která vychází ze znalosti charakteristik účastníků
edukace (podobně jako Sternberg & Grigorenko, 2003; Koeppen et al., 2008; aj.).
To umožňuje neuvažovat pouze selektivně (Hodí / nehodí se studující pro konkrétní
profesní aktivity?), ale rozvojově (Jakým způsobem individualizovat příležitosti
k učení vedoucí k požadovaným kompetencím?). K tomuto způsobu práce je vhodný
právě nástroj, který kromě relativně stabilní „dispoziční“ charakteristiky identifikuje
i její fasety, reprezentující konkrétní manifestace na úrovni tendencí ke způsobu
rozhodování a chování a jehož teoretické zázemí operuje se schopnostmi jako s proměnnými,
které se podílejí na výsledné podobě reakcí.
Do budoucna by škála NFCS-15-CZ mohla být upravena v ČR také pro žáky. Případně
by šlo využít škály DeBackerové a Crowsona (2008) z USA na měření NFC ve školní
třídě. Mohli bychom tak získat přesnější poznatky o vztahu potřeby kognitivního
uzavření a postupů žáků při učení, jejich postojích atd. Potřeba kognitivního uzavření
má například vliv na kognitivní procesy spojené s řešením problémů, jako jsou
hledání alternativ řešení, jejich vyhodnocování a reakce na ně (Kruglanski, 1989;
Kateřina Vlčková, Stanislav Ježek, Tomáš Kohoutek, Jan Mareš
14 Kruglanski & Webster, 1996; Richter & Kruglanski, 1998). Doložen byl kupříkladu také
vztah NFC, učebních cílů a kognitivní angažovanosti ve výuce (DeBacker & Crowson,
2006). Potřeba kognitivního uzavření se tak stala relevantním zásadním konstruktem
ve výzkumu učení a vyučování.
Literatura
Adamovová, L., & Sollár, T. (2009). Overovanie validity Škály na zisťovanie potreby kognitívnej
uzavretosti. In L. Golecká, J. Gurňáková, & I. Ruisel (Eds.), Sociálné procesy a osobnosť (s.
223–232). Bratislava: Ústav experimentálnej psychológie SAV.
Atak, H., Syed, M., & Çok, F. (2017). Examination of psychometric properties of the Need for
Closure Scale – Short Form among Turkish college students. Archives of Neuropsychiatry,
54(2), 175–182.
Blömeke, S., Gustafsson, J. E., & Shavelson, R. J. (2015). Beyond dichotomies. Zeitschrift für
Psychologie, 223(1), 3–13.
Burke, S. E., Dovidio, J. F., LaFrance, M., Przedworski, J. M., Perry, S. P., Phelan, S. M., … van
Ryn, M. (2017). Beyond generalized sexual prejudice: Need for closure predicts negative
attitudes toward bisexual people relative to gay/lesbian people. Journal of Experimental
Social Psychology, 71, 145–150.
De keersmaecker, J., & Roets, A. (2017). Group-centrism in the absence of group norms: The
role of need for closure in social projection. Motivation and Emotion, 41(5), 591–599.
De keersmaecker, J., Roets, A., Dhont, K., Van Assche, J., Onraet, E., Van Hiel, A. (2017). Need
for closure and perceived threat as bases of right-wing authoritarianism: A longitudinal
moderation approach. Social Cognition [Special Issue: Beyond Threat and Uncertainty: The
Underpinnings of Conservatism] 35(4), 433–449.
De keersmaecker, J., Van Assche, J., & Roets, A. (2016). Need for closure effects on affective
and cognitive responses to culture fusion. Journal of Cross-Cultural Psychology, 47(10),
1294–1306.
DeBacker, T. K., & Crowson, H. M. (2006). Influences on cognitive engagement and achievement:
Personal epistemology and achievement motives. British Journal of Educational
Psychology, 76(3), 535–551.
DeBacker, T. K., & Crowson, H. M. (2008). Measuring need for closure in classroom learners.
Contemporary Educational Psychology, 33(4), 711–732.
Evans, N. J., Rae, B., Bushmakin, M., Rubin, M., & Brown, S. (2017). Need for closure is associated
with urgency in perceptual decision-making. Memory & Cognition, 45(7), 1193–1205.
Federico, Ch. M., Ekstrom, P., Reifen Tagar, M., & Williams, A. L. (2016). Epistemic motivation
and the structure of moral intuition: Dispositional need for closure as a predictor of individualizing
and binding morality. European Journal of Personality, 30(3), 227–239.
Frenkel-Brunswik, E. (1949). Intolerance of ambiguity as an educational and perceptual personality
variable. Journal of Personality, 18, 108–143.
Horcajo, J., Díaz, D., Gandarillas, B., & Briñol, P. (2011). Adaptación al castellano del test de
necesidad de cierre cognitivo. Psicothema, 23(4), 864–870.
Chernikova, M., Kruglanski, A., & Giovannini, D., et al. (2017). Need for closure and reactions
to innovation. Journal of Applied Social Psychology, 47(9), 473–481.
Koeppen, K., Hartig, J., Klieme, E., & Leutner, D. (2008). Current issues in competence modeling
and assessment. Zeitschrift für Psychologie / Journal of Psychology, 216(2), 61–73.
Kossowska, M., Szumowska, M., Dragon, P., Jaśko, K., & Kruglanski, A. W. (2018). Disparate
roads to certainty processing strategy choices under need for closure. European Review of
Social Psychology, 29(1), 161–211.
Kruglanski, A. W. (1989). Lay epistemics and human knowledge, cognitive and motivational
bases. New York: Plenum.
Zkrácená škála kognitivního uzavření: struktura české verze u vzorku studentů učitelství a učitelů
15Kruglanski, A. W. (1990). Lay epistemic theory in social-cognitive psychology. Psychological
Inquiry, 1(3), 181–197.
Kruglanski, A. W. (2004). The psychology of closed mindedness. New York: Psychology Press.
Kruglanski, A. W., Dechesne, M., Orehek, E., & Pierro, A. (2009). Three decades of lay epistemics:
The why, how, and who of knowledge formation. European Review of Social Psychology,
20(1), 146–191.
Kruglanski, A. W., & Webster, D. M. (1996). Motivated closing of the mind: Seizing and freezing.
Psychological Review, 103(2), 263–283.
Neuberg, S. L., Judice, T. N., & West, S. G. (1997). What the Need for Closure Scale measures
and what it does not: Toward differentiating among related epistemic motives. Journal of
Personality and Social Psychology, 72(6), 1396–1412.
R Core Team (2018). R: A language and environment for statistical computing. R Foundation
for Statistical Computing, Vienna, Austria. Dostupné z https://www.R-project.org.
Richter, L., & Kruglanski, A. W. (1998). Seizing on the latest: Motivationally driven recency
effects in impression formation. Journal of Experimental Social Psychology, 34(4), 313–329.
Roets, A. (2018). Three decades of need for closure research: About epistemic goals and (not)
means. In C. Kopetz & A. Fishbach (Eds.), The motivation-cognition interface: From the
lab to the real world: A festschrift in Honor of Arie W. Kruglanski (s. 39–55). Abingdon:
Routledge.
Roets, A., Kruglanski, A. W., Kossowska, M., Pierro, A., & Hong, Y. (2015). The motivated gatekeeper
of our minds: New directions in need for closure theory and research. In J. Olson
& M. Zanna (Eds.), Advances in Experimental Social Psychology (sv. 52, s. 221–283). London:
Academic Press.
Roets, A., & Van Hiel, A (2007). Separating ability from need: Clarifying the dimensional
structure of the Need for Closure Scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 33(2),
266–280.
Roets, A., & Van Hiel, A. (2011). Item selection and validation of a brief, 15-item version of
the Need for Closure Scale. Personality and Individual Differences, 50(1), 90–94.
Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R package for structural equation modeling. Journal of Statistical
Software, 48(2), 1–36. Dostupné z http://www.jstatsoft.org/v48/i02.
Satorra, A., & Bentler, P. M. (2010). Ensuring positiveness of the scaled difference chi-square
test statistic. Psychometrika, 75(2), 243–248.
Sollár, T., & Adamovová, L. (2007). Potreba kognitívnej uzavretosti: teoretické a empirické
skúsenosti v slovenských podmienkach. In P. Humpolíček, M. Svoboda, & M. Blatný (Eds.),
Sociální procesy a osobnost: sborník příspěvků 10. ročníku konference (s. 392–398). Brno:
MSD.
Sternberg, R. J., & Grigorenko, E. L. (2003). Teaching for successful intelligence: Principles,
procedures, and practices. Journal for the Education of the Gifted, 27(2–3), 207–228.
Szumowska, E., Poplawska-Boruc, A., & Kossowska, M. (2018). How many things do you (like
to) do at once? The relationship between need for closure and multitasking preference and
behavior. Personality and Individual Differences, 134, 222–231.
Širůček, J., & Ježek, S. (2015). Česká verze škály potřeby kognitivního uzavření (NFCS-15-CZ).
Projekt GA ČR Od rozhodnosti k autoritářství: Potřeba kognitivního uzavření (2015–2017).
Brno: FSS MU.
Širůček, J., Ťápal, A., & Linhartová, P. (2014). Potřeba poznávání: Studie psychometrických
charakteristik zkrácené české verze Škály potřeby poznávání. Československá psychologie,
58(1), 52–61.
Vlčková, K., & Mareš, J. (2017). Strategie řízení třídy u studentů učitelství na praxích a jejich
cvičných učitelů z hlediska potřeby kognitivní uzavřenosti (prezentace, abstrakt). In
S. Michek, J. Vondroušová & J. Vítová (Eds.), Vliv technologií v oblasti vzdělávání a v pedagogickém
výzkumu (s. 77–78). Hradec Králové: PdF UHK.
Webster, D. M., & Kruglanski, A. W. (1994). Individual differences in need for cognitive closure.
Journal of Personality and Social Psychology, 67(6), 1049–1062.
Kateřina Vlčková, Stanislav Ježek, Tomáš Kohoutek, Jan Mareš
16 Zhang, Z., Wei, X., & Chao, M. M., et al. (2017). When do conflicts feel right for prevention-focused
individuals? The debiasing effect of low need for closure. Management and
Organization Review, 13(2), 375–397.
doc. Mgr. et Mgr. Kateřina Vlčková, Ph.D., katedra pedagogiky
Masarykova univerzita, Pedagogická fakulta
Poříčí 31, 603 00 Brno
e-mail: vlckova@ped.muni.cz
doc. Mgr. Stanislav Ježek, Ph.D.,
Institut výzkumu dětí, mládeže a rodiny, katedra psychologie
Masarykova univerzita, Fakulta sociálních studií
Joštova 218/10, 602 00 Brno
e-mail: stan@fss.muni.cz
Mgr. Tomáš Kohoutek, Ph.D., katedra psychologie
Masarykova univerzita, Pedagogická fakulta
Poříčí 31, 603 00 Brno
e-mail: kohoutekt@ped.muni.cz
Mgr. et Mgr. Jan Mareš, Ph.D., katedra psychologie
Masarykova univerzita, Pedagogická fakulta
Poříčí 31, 603 00 Brno
e-mail: mares@ped.muni.cz