Search Posts

Hvem falder for konspirationsteorier?

 

Et studie, publiceret i et af Nature-fagtidsskrifterne, undersøger konspirationsmentalitet og politisk orientering på tværs af 26 lande

 

I kølvandet på store begivenheder, hvad enten disse er terrorangreb 1 , globale pandemier såsom udbruddet af coronavirussygdom 2019 (COVID-19) 2 , 3 eller præsidentvalg 4 , sker man altid udbredelse af konspirationsteorier på internettet. Konspirationsteorier, defineret som overbevisninger om, at en gruppe aktører samarbejder i hemmelighed for at nå et ondsindet mål 5 , 6 , er almindelige på tværs af tider, kulturer og befolkninger 7 , 8 . Stadig mere forskning har afsløret, at en pålidelig forudsigelse af at en person vil tro på én konspirationsteori er at personen tror på en anden konspirationsteori 1 , 9 , 10 , 11. Det ser derfor ud til, at folk er forskellige i deres tilbøjelighed til at forklare begivenheder som konspirationer, hvilket nogle gange omtales som 'konspirationsmentalitet' eller 'konspirationstankegang' 12 , 13 , 14 . Konspirationstankegang er tæt forbundet med troen på en bred vifte af eksisterende specifikke konspirationsteorier, såvel som godkendelsen af ​​konspirationsteorier, der bare er skabt af forskere til eksperimentelle formål 15 . Konspirationstankegang adskiller sig fra konkrete konspirationsoverbevisninger ved, at den griber ind i den generelle tilbøjelighed til at mistænke, at konspirationer er i spil, uden sammenhæng med konkrete begivenheder, aktører eller situationer.

Især det politiske område er et nøgleområde, hvor konspirationsoverbevisninger er fremtrædende og blomstrer 16 . For eksempel er konspirationsteorier uløseligt forbundet med retorikken fra populistiske politiske ledere, som uden tvivl udnytter konspirationsteorier af strategiske årsager til at fremme deres politiske position 17 , 18 . Borgernes tro på konspirationsteorierne forudsiger deres adfærd ved politiske valg og deres intentioner 19 , 20 og politisk handling 21 , 22 . Traditionelt er konspirationsoverbevisninger blevet forbundet med autoritære verdensbilleder 23 , 24 , som eksemplificeret ved positive relationer mellem konspirationstro og højreorienteret autoritarisme25 , 26 , 27 . Ved at fjerne en politisk højreorienteret holdning fra autoritarismens overskydende betydning (og dens stærke forbindelse til traditioner og autoriteter), har mange undersøgelser fundet en lineær sammenhæng mellem selvrapporteret politisk orientering og tro på konspirationer 16 , 28 , 29 , hvilket tyder på, at konspirationstro er mere almindelig på den politiske højrefløj end på den politiske venstrefløj 30 , 31 , 32 , 33 .

Men i modsætning til denne simple, lineære relation, peger adskillige fund på en krumlinjet sammenhæng mellem politisk orientering og tro på konspirationsteorier, sådan at folk i begge politiske yderpunkter støtter konspirationsteorier stærkere end folk i det politiske centrum gør. En sådan U-formet funktion på tværs af det politiske spektrum blev beskrevet for konspirationstro i studier foretaget i USA, Holland 34 , Belgien 35 (for konspirationsteorier rettet mod elitegrupper), Sverige 36 , Polen 37 og Tyskland 24 , 38(for konspirationsmentalitet). Det faktum, at en sådan U-formet funktion indtil videre er blevet afsløret i kun en håndfuld lande, der deler en høj grad af økonomisk velstand, kræver yderligere undersøgelse og mere grundig forklaring.

En måde at finde mening i ved et sådant U-formet forhold mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet er funderet i det indholdsbaserede overlap mellem konspirationsoverbevisninger og verdenssynsforklaringer på de politiske yderpunkter. Denne opfattelse af verdensbilledet er baseret på forestillingen om, at ekstreme politiske bevægelser på både venstre- og højrefløjen deler et sæt fælles træk 39 , som omfatter en udtalt tendens til at mistro og afvise grupper og ideer, der adskiller sig fra deres egne 40 , 41 , 42 , 43 , 44 , 45 , 46. Mennesker på det ekstreme venstre og højre deler et verdensbillede, der centrerer sig om manikæisk dæmonisering af ideologiske udgrupper, som opfattes som forkerte, men også som umoralske og farlige 47 . Konspirationsteorier repræsenterer på samme måde udgrupper som ondskab 20 og er forbundet med manikæiske syn på historien som en kamp mellem gode og onde kræfter, der kappes om kontrol over samfundene 20 , 48 . Forskning i autoritarisme, en central antecedent for konspirationsoverbevisninger, peger nogle gange på en autoritær symmetrihypotese: autoritære synspunkter, hvor uenighed (kritik, dissens) ikke tolereres, observeres både på højre- og venstrefløjen 49 , 50. Ligeledes viser begge yderpositioner en tilbøjelighed til en tro på simple løsninger, som også er forbundet med konspirationstro 34 . Denne verdensanskuelsesforklaring antyder således, at den krumlinjede relation, hvor konspirationsmentalitet er forbundet med ekstrem (venstre eller højre) politisk ideologi, er mere eller mindre universel på tværs af nationale sammenhænge. På tværs af tid og kulturer er konspirationsteorier faktisk almindelige i diskursen mellem ekstremistiske randgrupper og uafhængig af ideologi (ekstrem venstrefløj, ekstrem højre, religiøs fundamentalisme og teknologi-modstandere) 51 .

Der er dog en anden grund til at forudsige en U-formet funktion, uafhængig af verdensbilledets indhold, nemlig som en reaktion på oplevet mangel på politisk magt. Afsavn af politisk magt kan være resultatet af at tabe valg, så ens politiske værdier ikke er repræsenteret af regeringspartier. Oplevelsen af ​​manglende politisk indflydelse stimulerer generelt et ønske om at skabe mening i det sociale miljø 52 , 53 , 54 . For nylig er der blevet stillet spørgsmålstegn ved denne generelle effekt 55 , men der er stærke indicier for, at især fratagelse af politisk indflydelse øger konspirationsteoretisering 16 , 56. Når folk føler sig låst uden for magten, kan de være mere motiverede til at støtte overbevisninger, der delegitimerer de siddende myndigheder og resultaterne af politiske processer 57 . To nylige amerikanske valg demonstrerer forestillingen om, at konspirationsteorier især er for (politiske) tabere 58 : Efter valget viste tilhængere af det vindende parti svagere, og tilhængere af det besejrede parti stærkere, tro på valgrelaterede konspirationsteorier 59 . Tilhængere af ekstreme partier kan derfor støtte konspirationsteorier, fordi de ikke er repræsenteret i regeringsbeslutninger (i hvert fald i de fleste vestlige lande).

Denne forklaring ville imidlertid antyde kontekstafhængighed snarere end universalitet. I det omfang partier fra en af ​​de yderste ender af det politiske kontinuum er ved magten eller har regeringspositioner, bør støtten til konspirationsteorier være mindre udtalt blandt tilhængerne af disse partier. Dette giver mulighed for forudsigelsen om, at konspirationsmentalitet i lande med en højreekstrem regering burde være særligt til stede på den politiske venstrefløj (det vil sige en negativ lineær relation), hvorimod vi i lande med en ekstrem venstrefløj ville forvente at konspirationteorier især trives på den politiske højrefløj (en positiv lineær tendens).

Dette studie her søgte at give mere definitive beviser vedrørende arten, universaliteten og forklaringerne på forholdet mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet, og tankegangen om, at hemmelige skumle kræfter er på spil. Da Conspiracy Mentality Questionnaire (CMQ) ikke nævner nogen konkrete agenter eller begivenheder, vurderer det dette verdensbillede uden at blive forurenet af politisk bias. Dette studie her undersøgte faktisk to studier: Studie 1 undersøgte forholdet mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet i et stort og unikt datasæt fra 23 lande ( N = 33.431), hvilket ikke kun giver os mulighed for at teste sammenhængen mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet på en mere generaliserbar og finmasket måde, men også at undersøge, om fratagelse af politisk indflydelse (med ens politiske parti udelukket fra regeringen) kan forklare denne sammenhæng . Den anden undersøgelse ( N  = 70.882) supplerede disse analyser med større stikprøver fra 13 europæiske lande, der tillod vægtning af data for at matche befolkningsbaserede fordelinger af alder, køn, uddannelse og politisk holdning.

I begge undersøgelser målte man politisk orientering på to komplementære måder. Som en første tilgang målte man deltagernes politiske orientering på en enkeltpunktsskala fra (ekstremt) venstrefløj til (ekstremt) højrefløj 60 . Dette er meget brugt i politiske psykologiske studier 61 , 62 , hvilket giver stærk evidens for validitet (for eksempel forudsigelse af 80-90 % af varians i stemmeadfærd 63 ) og sammenlignelighed inden for international forskning 64 .

Selvom metoden er almindeligt brugt, økonomisk og  intuitivt synes at burde fungere godt, må man tage nogle forbehold ved udelukkende at stole på denne selvplaceringstilgang på et enkelt emne. Subjektiv politisk orientering kan være modtagelig for kontekst-specifikke fortolkninger af venstre-højre-spektret 65, for hvad der betragtes som venstre eller højre kan variere på tværs af lande. 'Venstrefløj' i USA kan være 'i midten' i Centraleuropa eller 'til højre for midten' i forskellige nordeuropæiske lande. Desuden kan venstre-højre kontinuum fortolkes forskelligt af borgere i forskellige lande som en henvisning til økonomiske eller kulturelle spørgsmål 66 . Disse spørgsmål kan føre til forskelle mellem landene, som kan tilskrives fortolkningen af ​​skalaerne snarere end de faktiske politiske forskelle.

For at imødegå denne begrænsning er det ønskeligt at justere resultater, der involverer selvrapporteret politisk orientering, med en foranstaltning, der er mindre modtagelig for selvreferencer og forskellige standarder.

 

Som en anden tilgang stolede vi således på stemmeintentioner for politiske partier. Disse valg har ingen problemer med skalaforankring og kan være mere intuitivt tilgængelige for deltagere end deres selvpositionering på en Likert-skala. At forbinde stemmeintentioner med international ekspertkodning 67 (se nedenfor) gjorde det muligt for os at skelne mellem forskellige aspekter af venstre-højre kontinuum på tværs af forskellige politiske kontekster.

Resultater

For begge undersøgelser droppede vi ét element (omend forskellige, se supplerende afsnit 2 og supplerende tabel 3 og 4 ) fra Conspiracy Mentality-skalaen for at forbedre måleinvarians og opnå både konfigureret og metrisk invarians for fire-element-skalaen, som var beregnet ved at tage et gennemsnit af de fire resterende elementer ( α  = 0,82 i undersøgelse 1, varierende fra 0,62 i Makedonien til 0,89 i Polen; α  = 0,83 i undersøgelse 2). Parallelle analyser med fem-elementmålet ( α  = 0,84) er tilgængelige for begge undersøgelser i Supplerende Sect. 7, men giver ikke andre resultater. Denne skala bør tage udgangspunkt i respondenternes generelle tilbøjelighed til at acceptere konspirationsteorier. For at teste dette havde vi forespurgt om aftalerne med kontekstspecifikke konspirationsteorier i undersøgelse 1. På tværs af lande (tilfældig-effekt meta-analytiske modeller med stærk heterogenitet; 2 værdier >0,96) korrelerede konspirationsmentalitet positivt med venstreorienteret ( r  = 0,37, P  < 0,001, 95 % CI 0,28-0,45), neutral ( r  = 0,42, P  < 0,001, 95 % CI 0,33-0,51) og højreorienterede konspirationsteorier ( r  = 0,29, P < 0,9,50  % CI 0,23–0,35) (se supplerende figurer 1–3). Som den velsagtens mere passende tilgang, samlede vi enighed med de forskellige konspirationsteorier i hvert land for at udnytte den generelle tilbøjelighed til at støtte specifikke konspirationsoverbevisninger. Dette aggregat korrelerede væsentligt med vores generiske konspirationsmål, der udelukker enhver henvisning til konkrete begivenheder eller aktører ( r  = 0,49, P  < 0,001, 95 % CI 0,41-0,56). Korrektion for dæmpning på grund af ufuldkommen pålidelighed af begge mål gav et korrigeret gennemsnit på r  = 0,73 ( P  < 0,001, 95 % CI 0,63-0,82; Supplerende tabel 5 ).

Analyser baseret på selvrapporteret politisk orientering

For at løse spørgsmålet om, hvorvidt konspirationsmentalitet er særligt udtalt på den ene side af det politiske spektrum, testede vi henholdsvis lineære og kvadratiske effekter af selvrapporteret politisk orientering på CMQ-score. Specifikt forudsagde vi konspirationsmentalitet fra (landecentreret) politisk orientering, kvadratisk centreret politisk orientering og tilfældige tilbøjeligheder for begge. I undersøgelse 1 var påtegning af CMQ-punkterne mere udtalt på den politiske højrefløj end på den politiske venstrefløj, som vist ved en positiv lineær effekt ( B  = 0,115, se 0,037, P  = 0,005, 95% CI 0,042-0,187). Undersøgelse 2 replikerede ikke denne lineære relation ( B  = 0,068, se 0,072, P = 0,362). 95 % konfidensintervallet (-0,073 til 0,210) inkluderede både nul og estimatet opnået i undersøgelse 1 (0,115). Et nærmere kig på estimaterne inden for hvert land antydede stor heterogenitet i den lineære relation (fig. 1 ). Mens der var en klar positiv relation, der tydede på større konspirationsmentalitet på den politiske højrefløj i lande, der spænder over det centrale-nordlige Europa, såsom Østrig, Belgien (især Flandern), Frankrig, Tyskland, Holland, Polen og Sverige, var konspirationsmentaliteten mere udtalt på venstrefløjen i lande, der spænder over det midt-sydlige Europa, såsom Ungarn, Rumænien og Spanien.

Fig. 1: Lineær sammenhæng mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet (med 95% CI) i alle prøver separat og samlet i multi-level modeller for begge undersøgelser (kontrollerer for kvadratisk relation).
figur 1

Data fra undersøgelse 1 (orange trekanter) og undersøgelse 2 (blå cirkler). Tal angiver ændring i skalapunkt på konspirationsmentalitet pr. ændring i politisk orientering i standardafvigelsesenhed ( N  = 104.253).

Den forudsagte positive kvadratiske relation var derimod signifikant i undersøgelse 1 ( B  = 0,062, se 0,017, P  = 0,001, 95 % CI 0,029–0,095) såvel som undersøgelse 2 ( B  = 0,220, se 0,031, P  < 0,001 95 % CI 0,160-0,281). I modsætning til den lineære relation var dette mønster af større konspirationsmentalitet ved begge politiske yderpunkter mindre heterogent (fig. 2 ). For at teste, om konspirationsmentaliteten er større ved de politiske yderpunkter end i det politiske centrum, brugte vi to-linjers teknikken til at tjekke for en U-formet relation 68. Dette vil blive angivet ved to signifikante afbrudte regressionslinjer og en fortegnsændring (negativ hældning for lave værdier, positiv hældning for høje værdier). For at forbedre fortolkningen stolede vi på de rå, ikke-centrerede scores af politisk orientering, men resultaterne forbliver identiske inden for det pågældende lands centrerede politiske orientering. For undersøgelse 1 antydede vores analyser, at der faktisk var et lineært fald i konspirationsmentalitet blandt venstre-ekstrem til en værdi på 3,4 (brudpunktet blev bestemt af Robin Hood-algoritmen 68 ) ( b  = -0,40, P  < 0,001, 95 % CI −0,46 til −0,33) og en lineær stigning derfra til yderst til højre ( b  = 0,17, P  < 0,001, 95 % CI 0,10–0,24) (fig. 3). Ligeledes er der i undersøgelse 2 et signifikant fald fra venstre-ekstrem til brudpunktet på 5 ( b  = -0,28, P  < 0,001, 95 % CI -0,30 til -0,26), efterfulgt af en lineær stigning ( b  = 0,16, P  < 0,001, 95 % CI 0,13-0,18) (fig. 4 ).

Fig. 2: Kvadratisk relation mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet (med 95% CI) i alle prøver separat og samlet i multi-level modeller for begge undersøgelser (kontrollerer for lineær relation).
figur 2

Data fra undersøgelse 1 (orange trekanter) og undersøgelse 2 (blå cirkler) ( N  = 104.253).

Fig. 3: U-formet forhold (testet med to-linjers teknik) af selvrapporteret politisk orientering (rå) og konspirationsmentalitet i undersøgelse 1 ( N  = 37.692).
figur 3

Højere tæthed af datapunkter er angivet med varmere farver (blå, ingen datapunkter; rød, mange datapunkter). Den stiplede kurve repræsenterer en upartisk, men udjævnet estimering af middelværdien ved hver position af x -aksen. Den stiplede lodrette linje repræsenterer brudpunktet fra negative til positive hældninger som estimeret af Robin Hood-algoritmen.

Fig. 4: U-formet forhold (testet med to-linjers teknik) af selvrapporteret politisk orientering (rå) og konspirationsmentalitet i undersøgelse 2 ( N  = 70.882).
figur 4

Højere tæthed af datapunkter er angivet med varmere farver (blå, ingen datapunkter; rød, mange datapunkter). Den stiplede kurve repræsenterer en upartisk, men udjævnet estimering af middelværdien ved hver position af x -aksen. Den stiplede lodrette linje repræsenterer brudpunktet fra negative til positive hældninger som estimeret af Robin Hood-algoritmen.

For at udforske heterogeniteten i både lineære og kvadratiske sammenhænge på tværs af lande, gennemførte vi eksplorative analyser for at undersøge, om størrelsen og retningen af ​​disse havde en meningsfuld sammenhæng med den nuværende nationale regerings position på en venstre-højre-skala generelt, samt økonomisk og socialt. På grund af det lille antal lande i undersøgelse 2, begrænsede vi disse analyser til undersøgelse 1-prøven og udførte tre separate analyser for hver potentiel moderator ved at tilføje to interaktionsudtryk med den lineære og den kvadratiske effekt af politisk orientering, og Bonferroni-justerede kritisk værdi til P  = 0,008 for seks tests. Ingen af ​​disse modererende analyser gav signifikante vekselvirkninger af hverken den lineære eller den kvadratiske effekt (se supplerende afsnit 6 )for detaljerede analyser i Supplerende Tabel 8 – 10 og tilsvarende spredningsdiagrammer i Supplerende Fig. 5 – 7 ). Dette skyldes potentielt manglen på statistisk tyngde i betragtning af det (stadig) lille antal lande.

Kontrol-deprivations-perspektivet tillader spekulationerne om, at forholdet mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet kan opstå, fordi folk med mere ekstreme politiske holdninger er sjældnere repræsenteret i regeringen. Vi dummy-kodede således, om det foretrukne (undersøgelse 1) eller nyligt indstemte (undersøgelse 2) politiske parti var i regering på tidspunktet for dataindsamlingen og inkluderede dette samt demografiske variabler (køn, alder og uddannelse) som kontrolvariable. Konspirationsmentaliteten var højere for tilhængere af partier, der ikke var ved magten, såvel som for mindre uddannede mennesker (hvor de, der ikke opnåede en gymnasiegrad, scorede højere end dem med en gymnasieuddannelse, som igen scorede højere end personer med en universitetsgrad), mens køn og alder viste inkonsistente resultater (tabel1 ). 

 

Uafhængigt af disse associationer forblev den kvadratiske term for politisk orientering (og den lineære i undersøgelse 1) trinvist gyldige prædiktorer (tabel 1 ). Aggregeret på tværs af lande fandt vi således støtte til større konspirationsmentalitet i de politiske yderpunkter, uafhængigt af kontrolberøvelse eller uddannelsesniveau.

Tabel 1 Faste effekter, der forudsiger konspirationsmentalitet ud fra lineær og kvadratisk udtryk for politisk orientering, om det foretrukne parti var ved magten på tidspunktet for dataindsamlingen og demografiske data i begge undersøgelser

Vi testede ideen om, at effekten af ​​politisk orientering kan blive dæmpet, når det foretrukne parti får magten. For at gøre dette forudsagde vi konspirationsmentalitet med de lineære og kvadratiske udtryk for standardiseret politisk orientering, kodningen af, om det foretrukne parti var ved magten på tidspunktet for dataindsamlingen (med tilfældige hældninger pr. land for alle tre variabler) og deres interaktion. I undersøgelse 1 var der ikke længere en hovedeffekt af parti ved magten ( B  = −0,139, se 0,108, P  = 0,208, 95% CI −0,350 til 0,071), men en interaktion med både det lineære ( B  = −0,184, se 0,038, P  < 0,001, 95% CI −0,259 til −0,109) samt den andengradsterm for politisk orientering ( B = -0,092, se 0,026, P  < 0,001, 95 % CI -0,142 til -0,042). Disse interaktioner indikerer, at folk yderst til højre er særligt tilbøjelige til konspirationsmentalitet, når deres parti ikke er ved magten (fig. 5 ). Undersøgelse 2 gentog stort set dette udforskende fund, også i dets form (fig. 6 ). Interaktionen med både den lineære ( B  = −0,164, se 0,029, P  < 0,001, 95 % CI −0,220 til −0,107) såvel som den kvadratiske led for politisk orientering ( B  = −0,138, se 0,022, P < 0,001, 95 % CI −0,180 til −0,096) indikerede en betydelig dæmpning af forholdet mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet for tilhængere af partier ved magten. Forholdet til om det valgte parti var ved magten blev væsentligt svagere (omend stadig signifikant) ( B  = -0,497, se 0,186, P  = 0,017, 95% CI -0,861 til -0,132).

Fig. 5: Konspirationsmentalitet som funktion af lineær og kvadratisk politisk orientering, inklusion af parti, der har til hensigt at stemme på i regeringen (0 = nej, 1 = ja) og deres interaktion i undersøgelse 1 ( N  = 25.910) med forudsagt 95% tillid interval.
figur 5

Detaljerede resultater af modellen i Supplerende Sect. 12 (Supplerende tabel 25 ).

Fig. 6: Konspirationsmentalitet som funktion af lineær og kvadratisk politisk orientering, inklusion af parti stemt på i regeringen (0 = nej, 1 = ja) og deres interaktion i undersøgelse 2 ( N  = 45.260) med forudsagt 95 % konfidensinterval.
figur 6

Detaljerede resultater af modellen i Supplement Sect. 12 (Supplerende tabel 25 ).

Analyser baseret på stemmeintentioner

For at adressere begrænsningerne ved selvplacering på en politisk orienteringsskala spurgte vi også ind til respondenternes partipræferencer ved at spørge, hvilket politisk parti de ville stemme eller havde stemt på, hvis der var valg. Vi brugte disse hypotetiske stemmeintentioner (undersøgelse 1) eller det parti, som deltagerne havde stemt på ved det seneste nationale valg (undersøgelse 2) til at give deltagerne tre numeriske indikatorer (generel venstre-højre, økonomisk venstre-højre og grøn alternativ libertær versus traditionel autoritær nationalistiske (GAL–TAN)) af deres politiske orientering svarende til det parti, de angav. For hver af disse (standardiserede) indikatorer gentog vi multi-level analyser for at teste for lineære og kvadratiske effekter af politisk position på det generelle, økonomiske og sociale venstre-højre spektrum,17 ).

For analyserne baseret på det respektive partis holdning til den generelle venstre-højre dimension antydede begge undersøgelser et lille kvadratisk forhold til konspirationsmentalitet såvel som en beskrivende, men ikke-signifikant positiv lineær relation, der afspejler resultaterne for selvrapporteret politisk orientering (tabel). 2 ). Opfølgning på den kvadratiske relation med en to-linjers teknik (der ignorerer den indlejrede struktur af dataene og ikke inkluderer kontrolvariabler) foreslog to signifikante afbrudte regressionslinjer med en fortegnsændring, hvilket indikerer et U-formet forhold for begge undersøgelser. Specifikt i undersøgelse 1 var der en negativ lineær tendens på venstre side af det politiske spektrum ( b  = -0,69, z  = -12,72, P < 0,0001, 95 % CI −0,80 til −0,59) og en positiv lineær tendens på højre side af det politiske spektrum ( b  = 0,79, z  = 23,23, P  < 0,0001, 95 % CI 0,66 til 0,87). Ligeledes observerede vi i undersøgelse 2 en negativ hældning fra ekstrem venstre til brudpunktet 0,37 ( B  = -0,75, z  = -22,00, P  < 0,0001, 95 % CI -0,82 til -0,69) og en positiv hældning fra bruddet pege helt til højre ( B  = 1,00, z  = 39,68, P  < 0,0001, 95 % CI 0,93-1,08).

Tabel 2 Faste effekter, der forudsiger konspirationsmentalitet fra lineær og kvadratisk term af tre venstre-højre-kodninger (generel, økonomisk og social) af politiske partideltagere, der har til hensigt at stemme for (undersøgelse 1) eller stemt på ved sidste nationale valg (undersøgelse 2), mens kontrol af, om den foretrukne part var ved magten på tidspunktet for dataindsamlingen, og demografiske data

Da vi erstattede politisk partipræference med en kvantitativ indikator for partiets holdning til økonomiske spørgsmål, var der ingen tilstrækkelig stærk sammenhæng mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet, når man inkluderede statistisk kontrol. Dette var markant anderledes for den sociale venstre-højre holdning til demokratiske rettigheder og frihed (GAL-TAN). Her udviste begge undersøgelser klare positive lineære relationer med udtalt større konspirationsmentalitet for tilhængere og vælgere af partier kodet som traditionelle, autoritære og nationalistiske i modsætning til grønne, alternative og liberale (tabel 2 ).

Samlet set har tilhængere af politiske partier, der bedømmes som ekstreme i hver ende af det politiske spektrum generelt set, øget konspirationsmentalitet. Med fokus på partiernes holdning til dimensionen af ​​demokratiske værdier og frihed er forbindelsen til konspirationsmentalitet lineær, med højere konspirationsmentalitet blandt tilhængere af autoritære højrefløjspartier. Tilhængere af (ekstrem) højrefløjspartier synes således at have en konsekvent højere konspirationsmentalitet, hvorimod det samme kun tæller for (ekstrem) venstrefløjspartier af en mere autoritær sammensætning og med mindre fokus på økologiske og liberale værdier.

Diskussion

På tværs af et stort udvalg af respondenter fra 26 lande og to undersøgelser, der estimerede selvrapporteret politisk orientering og stemmeintentioner for politiske partier, fandt vi støtte for at der er konsekvente relationer mellem politisk orientering og tilbøjeligheden til at tro på konspirationer. Respondenter i de yderste ender af det politiske kontinuum udtrykte mere udtalt overbevisning om, at verden er styret af hemmelige styrker, der opererer i mørke. Vi havde foreslået to (ikke nødvendigvis gensidigt udelukkende) forklaringer på dette mønster: afsavn på politisk indflydelse og verdensbillede konsistens. I førstnævnte tilfælde er konspirationsmentalitet en reaktion på, at ens politiske ideer ikke er en del af den politiske mainstream, hvorimod ens generelle syn på verden også bestemmer ens politiske præferencer. I tråd med ideen om afsavn på politisk indflydelse, havde tilhængere af partier, der ikke var med i regeringen, højere niveauer af konspirationsmentalitet i begge undersøgelser. Afgørende er det dog, at inflydelsen på, om ens foretrukne parti er ved magten, stadig efterlader den kvadratiske effekt af politisk orientering intakt i begge undersøgelser, og muliggør dermed spekulation om, at individuelle niveauer af konspirationsmentalitet i det mindste delvis er forbundet med ens generelle verdenssyn.

Hvilke aspekter af ekstreme politiske ideologier og konspirationsmentalitet overlapper hinanden og skaber således en sådan U-formet relation? En fremtrædende kandidat er deres manikæiske syn på en sort-hvid verden 48 . Beskyldninger om konspiration giver typisk nogle få magtfulde onde mennesker skylden for at prioritere deres egne skumle mål frem for alle andres velfærd 69På samme måde indtager identificerbare 'onde' grupper en fremtrædende rolle i retorikken fra både ekstreme højrefløjspartier (f.eks. muslimer eller udlændinge) såvel som ekstreme venstrefløjspartier (f.eks. bank- og hedgefondsforvaltere eller de europæiske Union). Ved at opdele det sociale område i klart antagonistiske kræfter af godt og ondt, reduceres kompleksiteten, og det er forholdsvis lettere at tage en fast (og moralsk) position. Selvom dette ser ud til at stemme godt overens med konstateringen af, at tro på simple politiske løsninger er en fællesnævner for både politisk ekstremisme og tro på konspirationsteorier 34 , understøtter den robuste sammenslutning, selv efter at have kontrolleret for uddannelse, ikke kraftigt dette som det relevante led.

Som et vigtigt forbehold har vi dog ikke testet verdenssynshypotesen direkte. Vi opstiller snarere en kritisk test af, om det observerede mønster kan reduceres til afsavn på politisk indflydelse (det vil sige ikke at føle sig repræsenteret af magtpartierne). Denne forklaringsmodel har overlevet denne potentielle forfalskning og er derfor stadig en plausibel forklaringsmodel for at forklare den resterende forbindelse mellem politisk orientering og konspirationsmentalitet. Andre forklaringer er dog også tænkelige. Fremtidig forskning kan yderligere belyse denne sammenhæng og teste verdenssynshypotesen mere direkte.

Vores resultater tilføjer en yderligere nuance til observationen af ​​konspirationsmentalitet i begge ender af det politiske spektrum. Mens konspirationsmentalitet topper for tilhængere af partier, der enten ses som ekstrem venstrefløj eller højrefløj generelt, er det specifikt tilfældet for tilhængere af partier, der er socialt højreorienterede og ikke støtter liberale værdier. Tilhængere af ekstreme venstrefløjspartier udviser ikke særlig stærk konspirationsmentalitet, i det omfang disse partier indtager en liberal holdning til sociale spørgsmål. Dette er i overensstemmelse med observationerne af en sammenhæng mellem konspirationsoverbevisninger og variabler, der udnytter ikke-egalitære holdninger 70 .

Det faktum, at der er en stærk sammenhæng mellem social konservatisme frem for økonomisk konservatisme og konspirationsmentalitet, stemmer også godt overens med den formodede funktion af konspirationstro. At støtte konspirationer er et resultat af behovet for at håndtere trusler og usikkerhed ved at skabe en illusion om kontrol 52 og klare svar 71 . Social (snarere end økonomisk) konservatisme er blevet forbundet med de samme behov 66 , 72 , hvilket taler videre til den intime forbindelse mellem konspirationsmentalitet og social (men ikke økonomisk) højreorienteret politisk orientering.

På tværs af begge undersøgelser bekræfter vores resultater kraftigt forestillingen om, at "konspirationsteorier er for tabere" 58 . Vi har fortolket dette gennem linsen af ​​politisk kontrol afsavn (højere konspirationsmentalitet, fordi man tabte afstemningen) eller som en reaktion på magten 73 . Vi vil dog advare mod at ignorere en potentiel omvendt årsagssammenhæng. Det er bestemt muligt, at oplevelsen af ​​at tabe et valg øger konspirationsmentaliteten, men såvel eller i stedet kan anti-mainstream-partier, som på forhånd har meget lave chancer for at vinde et valg, appellere til konspirationstroende (på grund af deres populistiske anti-elite retorik eller fordi de kan stille et behov for unikhed 15). I undersøgelse 1 angav respondenterne, hvilket parti de havde til hensigt at stemme på, hvorimod de i undersøgelse 2 angav, hvilket parti de havde stemt på ved det seneste valg (og dermed en mere direkte test). Sammenligning af beta-vægtene for de to modeller (inklusive ligeligt skalerede variabler) tyder på, at sammenhængen var 52 % større i undersøgelse 2 end i undersøgelse 1 (-0,636 versus -0,418), og konfidensintervallerne overlappede ikke. Selvom man ville forvente dette mønster, hvis oplevelsen af ​​at have tabt et valg faktisk har en effekt ud over præferencen for ikke-mainstream-partier, er det ikke et bevis. Stærke test af årsagsretningen kan kun udføres på longitudinelle data (for sådanne data om valgsvindel-konspirationer, se ref. 57 ).

Vi undersøgte også, om divergerende mønstre for politisk orientering afhang af, om ens foretrukne parti var ved magten. Vi fandt bemærkelsesværdig stærk støtte til denne spekulation, der viser, at afsavn på politisk indflydelse faktisk blev ledsaget af en stigning i konspirationsmentalitet næsten udelukkende for den (ekstrem) politiske højrefløj. Denne konstatering resonerer med en ideologisk asymmetri observeret i den amerikanske kontekst, hvor konservatives tillid til regeringen er mere betinget af, om præsidenten deler deres ideologi, end liberales tillid til regeringen 74 . Ligeledes blev det ikke at være ved magten ledsaget af stærke generaliserede anti-etablissementsoverbevisninger (det vil sige konspirationsmentalitet) for den politiske højre, men ikke venstrefløjen.

Selvom det ikke er fokus for den nuværende forskning, gav vores data også yderligere støtte til større konspirationsmentalitet blandt mennesker med lavere uddannelsesniveauer. Ifølge tidligere analyser er lav formel uddannelse forbundet med troen på simple løsninger samt reduceret følelse af indflydelse, hvilket igen øger troen på konspirationsteorier 75 . Politisk orientering havde imidlertid en robust forbindelse med konspirationsmentalitet, selv efter at have kontrolleret for uddannelse, hvilket yderligere udelukkede, at deres tilknytning skyldes en forveksling med uddannelse og deraf følgende afsavn på politisk indflydelse.

På trods af disse konsistente resultater på tværs af en lang række forskellige nationale sammenhænge, ​​bør vi fremhæve to kvalifikationer til vores resultater. For det første er effektstørrelserne generelt beskedne. I begge undersøgelser havde støtte til et ikke-statsligt parti og et lavt uddannelsesniveau væsentligt større associationer til konspirationsmentalitet end enten den lineære eller kvadratiske betegnelse for politisk orientering. Selvom det ikke kunne reduceres til nogen af ​​de to, var dets bidrag til forudsigelsen af ​​konspirationsmentalitet generelt beskedent. Når det er sagt, var der bemærkelsesværdig heterogenitet på tværs af nationale sammenhænge. Især spændte den lineære relation fra stærkt negativ (mere konspirationsmentalitet blandt selvrapporterede venstreorienterede, som i Spanien) til stærkt positive (mere konspirationsmentalitet blandt det politiske højre, som i Frankrig, Polen eller Sverige). Fremtidig forskning vil skulle give en endnu større mangfoldighed af nationale stikprøver for at udforske disse forskelle mere detaljeret. I modsætning til denne mangfoldighed var den positive kvadratiske relation (mere konspirationsmentalitet i ekstremerne) mere konsistent, især i prøver svarende til befolkningen med hensyn til nøgledemografi i undersøgelse 2.

Som den opmærksomme læser vil bemærke, var heterogenitet til stede ikke kun mellem landene, men også inden for landene, når de to undersøgelser blev sammenlignet. Vi kan kun spekulere i de præcise årsager til dette. En oplagt kandidat kan være forskellige sammensætninger af stikprøverne eller lidt forskellige rekrutteringsstrategier (for eksempel matcher undersøgelse 2 demografiske befolkningsparametre, men fokuserer på selvvalgte deltagere i paneler om politisk forskning, sandsynligvis med en interesse i politik over gennemsnittet). En anden, lige så spekulativ mulighed er, at disse associationer er mere flygtige, end det almindeligvis antages. Selvom konspirationsmentalitet generelt er en relativt stabil disposition,

Sidstnævnte vil vi illustrere med to eksempler. Lad os overveje Rumæniens tilfælde. Under indsamlingen af ​​data til undersøgelse 2 (februar-maj 2018) ændrede det regerende (venstreorienterede) regeringsparti (PSD) straffeproceduren. Det påståede mål var at bekæmpe en dyb stat orkestreret af George Soros, mens det i virkeligheden uden tvivl ville redde deres partileder, Liviu Dragnea, fra domfældelse på grund af korruption. I hele den periode støttede venstreorienterede i Rumænien konspirationsmentalitet i højere grad end højreorienterede. På det (senere) tidspunkt for undersøgelse 1 (juni 2019) var Liviu Dragnea blevet officielt dømt i over et år, og det (mere almindelige) positive lineære forhold blev også observeret i Rumænien. På den anden side var en sådan positiv lineær sammenhæng til stede i de ungarske data i undersøgelse 1 (juli 2017), men det vendte til en negativ sammenhæng i undersøgelse 2 (forår 2018). Dette kan være endnu en indikation for den rolle, retorikken spiller for de politiske eliter. 2017 var nemlig et år før valget i Ungarn, og Viktor Orban og hans højrefløjsparti intensiverede deres angreb på 'Soros-mafiaen' og 'Bruxelles' og fik mere og mere kontrol over de ungarske medier76 . På samme tid, op til valget i april 2018, blev konspirationsfortællinger rigelige på venstrefløjen, hvor fortællinger som at  den ungarske premierminister var en agent for Vladimir Putin og at førende Fidesz-politikere i hemmelighed modtog psykiatrisk behandling i Østrig. I overensstemmelse med undersøgelse 2 fandt en anden offentlig meningsmåling fra efter valget (efteråret 2018) stærke konspirationsfortællinger på venstrefløjen og også højere konspirationsmentalitet blandt venstrefløjsopposition end blandt regeringsvælgere 77. Sådanne post hoc-forklaringer af uventede forskelle (omend vejledende) forbliver spekulative, men de kan tjene som kærkommen inspiration til yderligere udforskninger af prøvekarakteristikas rolle og politisk eliteretorik i fremtidige undersøgelser. Alt i alt giver vores undersøgelse den hidtil største undersøgelse af konspirationsmentalitet i form af både antal deltagere og inkluderede lande, og viser konsekvent støtte til stærkere konspirationsmentalitet i begge ender af det politiske spektrum med to forskellige metodiske tilgange. Desuden tilføjer vores undersøgelse yderligere nuancer til denne U-formede funktion og viser, at dette ikke er symmetrisk, men at konspirationsmentalitet er særligt udtalt på den politiske højrefløj, især blandt vælgere fra traditionelle, nationalistiske og autoritære partier. Det faktum, at dette mønster forblev intakt, selv efter at have kontrolleret for at være ved magten eller ej, passer også med den observation, at nogle vindende partier og kandidater ikke bare opgiver deres konspirationsretorik, når de først er i embedet (selv om det at være ved magten markant bremsede den asymmetrisk større sammensværgelse mentalitet på den politiske højrefløj). I stedet forbliver deres anti-elite-retorik intakt, selv når de udgør en personificering af netop denne elite, og vores data kan tilføje, det samme gør deres vælgeres anti-elite-konspirationsmentalitet.

Metoder

For at teste sammenhængen mellem konspirationsmentalitet og politisk orientering, sigtede vi på at indsamle data fra en række forskellige (overvejende europæiske) lande. Til dette formål udsendte to forfattere (RI og J.-WvP) en åben indkaldelse til deltagelse via EU's COST Action-netværk 'Comparative Analysis of Conspiracy Theories (COMPACT)'. Specifikt inviterede vi samarbejdspartnere til at bidrage med datasæt, der indeholdt alle nødvendige variabler fra mindst 300 respondenter. Undersøgelsen blev udført i overensstemmelse med 2016 American Psychological Association Ethical Principles of Psychologists og Code of Conduct 78. Da projektet ikke involverede bedrag, sårbare befolkningsgrupper, identificerbare data, intensive data eller interventioner, var det fritaget for etisk godkendelse hos de fleste deltagende institutioner. Specifikt blev det anset for at være fritaget for etisk godkendelse ved Johannes Gutenberg Universitet (Tyskland), Université Libre de Bruxelles (Belgien), Universitetet i Banja Luka (Bosnien-Hercegovina), Universitetet i Brasília (Brasilien), Universitetet i Zagreb (Kroatien) , Det Tjekkiske Videnskabsakademi, Brno (Tjekkiet), University of Rennes (Frankrig), University of Oxford (dataindsamling i Grækenland), University of Island (Island), Interdisciplinary Center Herzliya (Israel), Sapienza University of Rome (Italien) ), Det Makedonske Akademi for Videnskaber og Kunst (Nordmakedonien), Warszawa Universitet (Polen), Universidade Católica Portuguesa (Portugal), Universitetet i Bukarest (Rumænien) og Universitetet i Neuchâtel (Schweiz). Projektet modtog etisk godkendelse af Eötvös Loránd University, Budapest (godkendelse nr. 188/2017; Ungarn), School Research Ethics Panel ved Anglia Ruskin University og University of Kent Psychology Ethics (nr. 201714894944604000; Storbritannien), Ethical Board of Instituttet for Politiske Studier, Beograd (Serbien), Universitetet i Bern (#2016-02-00005; Schweiz) og den norske datatilsyn (Norge). Spanske data kom fra panelet Ciudadano para la Investigación Social en Andalucía, som har en intern gennemgang af overholdelse af europæiske og spanske etiske regler og databeskyttelsesforskrifter. Data indsamlet af Kieskompas (Holland og Tyrkiet) modtog etisk godkendelse under en klyngegodkendelse til J.-WvP af Vrije Universiteit Amsterdam (VCWE-2015-138R1; godkendt i oktober 2015 i 5 år). Alle deltagere i alle lande gav udtrykkeligt samtykke til at deltage før dataindsamling og havde ret til at afslutte deltagelsen til enhver tid. Deltagerne modtog ingen kompensation med undtagelse af Det Forenede Kongerige og potentielt prøverne rekrutteret via et panelfirma, hvor disse oplysninger ikke deles offentligt (Belgien, Tyskland, Israel, Norge, Spanien og Schweiz).

Dette blev suppleret med en anden undersøgelse baseret på en storstilet to-bølge online panelundersøgelse udført i 13 EU-lande (vi kodede Belgien-Flandern og Belgien-Vallonien separat i dataene, hvilket gav 14 nationale kategorier). Dataindsamling til undersøgelse 2 blev udført af Kieskompas ('Valgkompas') i overensstemmelse med den hollandske myndighed til beskyttelse af personlige oplysninger ('Autoriteit Persoonsgegevens') og inden for de etiske normer fra VU University Amsterdam (godkendt under samme klyngegodkendelse som for undersøgelse 1). Paneler blev erhvervet gennem online-afstemningsrådgivningsapplikationer (VAA) forud for valget. VAA-brugere indvilligede frivilligt i at deltage i panelet og blive kontaktet med forskningsundersøgelser. De potentielle respondenter modtog en e-mailinvitation med et onlinelink til at deltage. I lande, hvor panelbesvarelserne var utilstrækkelige (Østrig, Belgien, Danmark, Tyskland, Ungarn, Italien, Polen, Portugal, Rumænien og Sverige), blev respondenterne også rekrutteret via sociale medier, hvor de blev inviteret til at deltage i den samme undersøgelse som panelrespondenterne . Undersøgelsen blev udført på hvert deltagende lands modersmål. Til de aktuelle analyser er vi baseret på data fra bølge 1, hvor dataindsamlingen fandt sted fra februar til maj 2018.

Variabler på individuelt niveau

Selvom individuelle samarbejdspartnere i undersøgelse 1 frit kunne vurdere yderligere variabler eller inkludere spørgsmålene fra denne undersøgelse i større undersøgelser (for at lette inklusion i igangværende store nationale undersøgelser), inkluderede hvert bidrag følgende variabler (fremoveroversat til det lokale sprog af det respektive lokale team; se OSF for alle sprogversioner: (a) CMQ 9 med fem punkter(f.eks. 'Jeg tror, ​​at offentlige myndigheder nøje overvåger alle borgere', 'jeg tror, ​​at begivenheder, der overfladisk set ser ud til at mangle en sammenhæng, ofte er resultatet af hemmelige aktiviteter', 'Jeg tror, ​​at der er hemmelige organisationer, der har stor indflydelse på politiske beslutninger ') på en 11-trins skala, der går fra bestemt ikke (0%) til sikker (100%); (b) et mål for politisk orientering ('Angiv venligst din politiske orientering på en skala fra venstre mod højre') med meget venstreorienteret kodet som 1 til meget højreorienteret kodet som 9; (c) et spørgsmål, der tager udgangspunkt i stemmeintentioner for politiske partier ("Hvem ville du stemme på ved det næste nationale valg?"); (d) godkendelse af mindst tre landespecifikke konspirationsteorier (valgt til at afspejle en lokal venstrefløj, en lokal højrefløj og en lokal konspirationsteori uden tydelig politisk partiskhed); komplet liste på OSF) på en skala fra meget uenig (1) til meget enig (7). Sidstnævnte blev inkluderet for at tjene som validering af CMQ. Endelig omfattede alle undersøgelser demografiske oplysninger om køn, alder og uddannelse. Da uddannelsessystemerne adskiller sig drastisk blandt alle involverede lande, omkodede vi uddannelse på en forenklet måde til lav (ingen gymnasieeksamen), medium (gymnasial eksamen) og høj (universitetsgrad) ved hjælp af to dummy-kodede variabler med høj -skoleeksamen, der tjener som referencekategori.

Til undersøgelse 2, som en del af en større undersøgelse, gennemførte deltagerne fem-emne Conspiracy Mentality-skalaen 9 , såvel som deres selvrapporterede politiske orientering på en 11-punkts venstre-højre skala fra 0 til 10 ('I politik, folk taler om 'venstre' og 'højre'. Hvordan vil du placere dine egne synspunkter på en skala fra 0 til 10, hvor 0 er 'venstre' og 10 er 'højre'?'). Derudover oplyste de, hvilket parti de stemte på ved sidste folketingsvalg, uddannelsesniveau, køn og alder.

Prøver til analyse

Hver samarbejdspartner i undersøgelse 1 blev opfordret til at bidrage med så stor en stikprøve som muligt, helst matchende population med hensyn til alders- og kønsfordeling, og udelukkende med undtagelse af elevudvalg. Ingen statistiske metoder blev brugt til at forudbestemme prøvestørrelser, men vi opfordrede til at indsamle prøver så store som muligt. Tillægssæt. 1 viser alle inkluderede prøver med demografisk information, beskrivende statistik for de centrale variable og detaljer om dataindsamling.

Den samlede stikprøve indeholdt i alt N  = 37.692 deltagere (15.073 mænd, 22.469 kvinder; 87 andre; alder  = 43.32 år, sd 16.53 år) fra 23 lande (Supplerende tabel 1 ). På grund af dens store størrelse og potentielle unødige indflydelse udførte vi også kontrolanalyser uden prøven fra Holland. Alle relevante resultater forbliver uændrede, og disse analyser kan også fås online.

Til undersøgelse 2 stolede vi på data fra European Voter Election Studies 79 (EVES). For 13 europæiske lande (med to separate stikprøver for de belgiske regioner) havde vi tilstrækkeligt store stikprøver til at tillade vejning efter alder, køn, uddannelse, region og stemme ved det seneste valg for at matche befolkningsfordelingen på disse variabler. Dataene er vægtet ved post-stratificering og iterativ proportional tilpasning 80 , 81, der tager højde for respondenternes alder, uddannelse og køn. For at bestemme omfanget af stikprøveubalance sammenlignede vi vores observerede geografiske og demografiske karakteristika med den sandsynlige vælgerpopulation fra 2011 (Eurostat-optællingen, så vidt vi ved, den bedste offentligt tilgængelige datakilde for hele EU). Desuden beregnede vi yderligere vægte for tilbagekaldelse af stemmer ved det seneste parlamentsvalg i hvert land for at justere for partisk bias.

Råprøven indeholder i alt 70.882 deltagere (45.957 mænd, 24.925 kvinder; alder = 48.51 år, sd 16.75 år) fra 13 lande (Supplerende Tabel 2 ), mens den vægtede prøve havde 47.801 deltagere fra 13 lande (det rå antal deltagere). De britiske respondenter var for lav til meningsfuld vægtning). Alle analyser her er rapporteret for den fulde prøve. Resultaterne for den vægtede prøve var praktisk talt identiske og kan findes i Supplerende Sect. 9 (Supplerende tabeller 17 – 21 ).

Dataforberedelse

Alle skalaværdier blev omskaleret for at bringe dem til en fælles metrik (for eksempel transformation af skalaer fra 0 til 10 til ener fra 1 til 11). For at oversætte stemmeintentionerne for visse politiske partier til en meningsfuld metrik, omkodede vi disse til numeriske værdier taget fra 2014 Chapel Hill Expert Survey 67(CHES) database. CHES omfatter kodning af et stort antal europæiske politiske partier og samler score opnået ved at undersøge flere eksperter pr. land (hovedsageligt specialiseret inden for områder af statskundskab). Mest relevant for vores nuværende formål var kodningen for hvert partis position på et venstre-højre kontinuum i form af dets brede ideologiske holdning (LRGEN), dets holdning til økonomiske spørgsmål (LRECON) og dets holdning til demokratiske friheder og rettigheder (GAL-TAN) ). For hver deltager erstattede vi således den kategoriske variabel, som de angav det parti, de ville stemme på, med tre numeriske variabler for det respektive partis holdning på venstre-højre kontinuum. For partier eller lande, der ikke var inkluderet i CHES-klassificeringerne,N = 24.324; undersøgelse 2: N = 38.702). I betragtning af stikprøvestørrelserne blev datafordelingen antaget at være normal for alle variabler, men dette blev ikke formelt testet. Alle test er rapporteret med to-halede P – værdier.

Analytisk strategi

Som et første skridt sigtede vi på at etablere måleinvariansen og konstruktionsvaliditeten af ​​CMQ. Etablering af måleinvarians er en ønskværdig procedure for tværkulturelle analyser, da det sikrer, at der ikke er konstruktionsbias i de forskellige versioner af skalaen. I lyset af den meget store stikprøve har vi vedtaget liberale kriterier, der anbefales for så store stikprøver 82 . For konstruktionsvaliditet sigtede vi på at fastslå gyldigheden af ​​CMQ ved at vise, at den på en meningsfuld måde relaterer sig til godkendelsen af ​​landespecifikke konspirationsteorier (der har en venstreorienteret, højreorienteret eller ingen politisk konnotation). Dette blev gjort for at give støtte til forestillingen om, at CMQ er en gyldig indikator for en generel tilbøjelighed til at støtte specifikke konspirationsoverbevisninger.

Som et andet trin, for at estimere det (lineære eller kurvelineære) forhold mellem politisk orientering og CMQ, forfulgte vi en todelt strategi. Den ene var baseret på respondenternes selvpositionering på den politiske orienteringsskala fra venstre til højre, og den anden var baseret på, hvilket parti respondenterne havde til hensigt at stemme på (undersøgelse 1) eller stemte på ved sidste valg (undersøgelse 2). Vi kombinerede disse oplysninger med pålidelige ekspertvurderinger af et parti på venstre-højre kontinuum samt separate vurderinger for økonomiske og sociale spørgsmål. Hver gang vi fandt støtte for en krumlinjet relation, fulgte vi op med to-linjers teknikken for at etablere støtte til en faktisk U-form 68 .

Vi rapporterer den ustandardiserede koefficient for (inden for landets) z -standardiserede prædiktorer. Disse vægte kan således let tolkes som stigningen eller faldet på Conspiracy Mentality-skalaen svarende til en stigning på én sd (standard deviation = STANDARDAFVIGELSE) på den politiske orienteringsskala (for eksempel tyder B = −0,50 på, at en stigning på en standardafvigelse på den politiske orienteringsskala svarer til et fald på et halvt skalapunkt på Conspiracy Mentality-skalaen).

I begge tilgange kontrollerede vi for demografi (køn, alder og uddannelse), og om det politiske parti, som respondenten havde til hensigt at stemme på, var ved magten på tidspunktet for dataindsamlingen (en proxy for afsavn fra politisk kontrol). Vi testede derefter, om kontrol med denne proxy ville dæmpe eller eliminere potentielle kvadratiske effekter af politisk orientering (taler stærkt til forestillingen om, at den kurvelineære relation skyldes politisk kontrol afsavn) eller ej (hvilket tyder på resterende varians, der er forenelig med begrebet verdenssynskompatibilitet). Forklarende testede vi også, om effekten af ​​politisk orientering blev modereret af afsavn på politisk indflydelse (det vil sige om ens parti var ved magten på tidspunktet for dataindsamlingen).

Rapporteringsoversigt

Yderligere information om forskningsdesign er tilgængelig i Nature Research Reporting Summary , der er knyttet til denne artikel.

Datatilgængelighed

Alle data for undersøgelse 1 og 2 er tilgængelige på https://osf.io/jqnd6/ .

Kode tilgængelighed

Brugerdefineret kode, der understøtter resultaterne af denne undersøgelse, er tilgængelig som R-markdown på https://osf.io/jqnd6/ .

Referencer

  1. Swami, V. et al. Konspirationstanke i Storbritannien og Østrig: bevis på et monologisk trossystem og sammenhænge mellem individuelle psykologiske forskelle og den virkelige verden og fiktive konspirationsteorier. Br. J. Psychol. 102 , 443-463 (2011).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  2. Douglas, KM COVID-19-konspirationsteorier. Gruppeproces. Intergroup Relat. 24 , 270-275 (2021).

    Artikel Google Scholar 

  3. Imhoff, R. & Lamberty, P. Et biovåben eller fup? Forbindelsen mellem distinkte konspirationsoverbevisninger om udbruddet af coronavirus sygdom (COVID-19) og pandemisk adfærd. Soc. Psychol. Personlig. Sci. 11 , 1110-1118 (2020).

    Artikel PubMed Central Google Scholar 

  4. Golec de Zavala, A. & Federico, CM Kollektiv narcissisme og væksten i konspirationstænkning i løbet af det amerikanske præsidentvalg i 2016: en longitudinel analyse. Eur. J. Soc. Psychol. 48 , 1011-1018 (2018).

    Artikel Google Scholar 

  5. Douglas, KM et al. Forståelse af konspirationsteorierAdv. Politisk Psykol. 40 , 3-35 (2019).

    Artikel Google Scholar 

  6. van Prooijen, JW The Psychology of Conspiracy Theories (Routledge, 2018).

  7. Butter, M. & Knight, P. (red) Routledge Handbook of Conspiracy Theories (Routledge, 2020).

  8. Sunstein, CR & Vermeule, A. Konspirationsteorier: årsager og helbredelser. J. Politisk Filos. 17 , 202-227 (2009).

    Artikel Google Scholar 

  9. Bruder, M., Haffke, P., Neave, N., Nouripanah, N. & Imhoff, R. Måling af individuelle forskelle i generiske overbevisninger i konspirationsteorier på tværs af kulturer: spørgeskema om konspirationsmentalitet. Foran. Psychol. 4 , 225 (2013).

    PubMed PubMed Central Artikel Google Scholar 

  10. Goertzel, T. Tro på konspirationsteorierPolitisk Psykol. 15 , 731-742 (1994).

    Artikel Google Scholar 

  11. Wood, MJ, Douglas, KM & Sutton, RM Død og levende: tro på modstridende konspirationsteorier. Soc. Psychol. Personlig. Sci. 3 , 767-773 (2012).

    Artikel Google Scholar 

  12. Imhoff, R. & Bruder, M. At tale (u-)sandhed til magten: konspirationsmentalitet som en generaliseret politisk holdning. Eur. J. Personlig. 28 , 25-43 (2014).

    Artikel Google Scholar 

  13. Moscovici, S. in Changing Conceptions of Conspiracy (red. Graumann, CF & Moscovici, S.) 151-169 (Springer, 1987).

  14. Moscovici, S. Refleksioner over populariteten af ​​'konspirationsmentaliteter'. Int. Rev. Soc. Psychol. 33 , 1-12 (2020).

    Artikel Google Scholar 

  15. Imhoff, R. & Lamberty, P. For speciel til at blive narret: behovet for unikhed motiverer konspirationsoverbevisningerEur. J. Soc. Psychol. 47 , 724-734 (2017).

    Artikel Google Scholar 

  16. Imhoff, R. & Lamberty, P. Hvor paranoide er konspirationstroende? På vej mod en mere finkornet forståelse af sammenhængen mellem paranoia og troen på konspirationsteorierEur. J. Soc. Psychol. 48 , 909-926 (2018).

    Artikel Google Scholar 

  17. Bergmann, E. Konspiration og populisme (Palgrave Macmillan, 2018).

  18. Müller, JW Was ist Populismus?: Ein Essay (Suhrkamp Verlag, 2016).

  19. Jolley, D. & Douglas, KM De sociale konsekvenser af konspiration: eksponering for konspirationsteorier mindsker intentioner om at engagere sig i politik og reducere ens CO2-fodaftryk. Br. J. Psychol. 105 , 35-56 (2014).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  20. Swami, V., Barron, D., Weis, L. & Furnham, A. Til Brexit eller ej til Brexit: Islamofobiens roller, konspirationsoverbevisninger og integreret trussel i afstemningsintentionerne til folkeafstemningen om medlemskab af Det Forenede Kongerige i EU. Br. J. Psychol. 109 , 156-179 (2018).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  21. Imhoff, R., Dieterle, L. & Lamberty, P. Løsning af gåden med konspirationsverdenssyn og politisk aktivisme: troen på hemmelige plots mindsker normativt politisk engagement, men øger ikke-normativt politisk engagement. Soc. Psychol. Personlig. Sci. 12 , 71-79 (2021).

    Artikel Google Scholar 

  22. Jolley, D. & Paterson, JL Pylons i brand: undersøger rollen af ​​5G COVID-19-konspirationstro og støtte til voldBr. J. Soc. Psychol. 59 , 628-640 (2020).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  23. Adorno, TW, Frenkel-Brunswik, E., Levinson, DJ & Sanford, RN Den autoritære personlighed (Harper & Brothers, 1950).

  24. Imhoff, R. i The Psychology of Conspiracy (red. Bilewicz, M., Cichocka, A. & Soral, W.) 122-141 (Routledge, 2015).

  25. Abalakina-Paap, M., Stephan, WG, Craig, T. & Gregory, WL Beliefs in conspiraciesPolitisk Psykol. 20 , 637-647 (1999).

    Artikel Google Scholar 

  26. Đorđević, JM, Žeželj, I. & Đurić, Ž. Ud over generelle politiske holdninger: Konspirationsmentalitet som et globalt trossystem forudsiger godkendelse af internationale og lokale konspirationsteorier. J. Soc. Politisk Psykol. 9 , 144-158 (2021).

    Artikel Google Scholar 

  27. Grzesiak-Feldman, M. & Irzycka, M. Højreorienteret autoritarisme og konspirationstænkning i en polsk undersøgelsePsychol. Rep. 105 , 389-393 (2009).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  28. Dieguez, S., Wagner-Egger, P. & Gauvrit, N. Intet sker ved et uheld, eller gør det? En lav prioritet for tilfældighed forklarer ikke troen på konspirationsteorier. Psychol. Sci. 26 , 1762-1770 (2015).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  29. Douglas, KM, Sutton, RM, Callan, MJ, Dawtry, RJ & Harvey, AJ Nogen trækker i trådene: opdagelse af hypersensitive agenturer og tro på konspirationsteorier. Tænke. Grund. 22 , 57-77 (2016).

    Artikel Google Scholar 

  30. Gauchat, G. Politisering af videnskab i den offentlige sfære: en undersøgelse af offentlig tillid i USA, 1974 til 2010. Am. Sociol. Rev. 77 , 167-187 (2012).

    Artikel Google Scholar 

  31. Jost, JT, van der Linden, S., Panagopoulos, C. & Hardin, C. Ideologiske asymmetrier i konformitet, ønske om delt virkelighed og spredning af misinformationCurr. Opin. Psychol. 23 , 77-83 (2018).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  32. Miller, JM, Saunders, KL & Farhart, CE Godkendelse af konspiration som motiveret ræsonnement: de modererende roller af politisk viden og tillid. Er. J. Political Sci. 60 , 824-844 (2015).

    Artikel Google Scholar 

  33. van der Linden, S., Panagopoulos, C., Azevedo, F. & Jost, JT. Den paranoide stil i amerikansk politik genbesøgt: en ideologisk asymmetri i konspiratorisk tænkning. Politisk Psykol. https://doi.org/10.1111/pops.12681 (2020).

  34. van Prooijen, JW, Krouwel, AP & Pollet, TV Politisk ekstremisme forudsiger tro på konspirationsteorier. Soc. Psychol. Personlig. Sci. 6 , 570-578 (2015).

    Artikel Google Scholar 

  35. Nera, K., Wagner-Egger, P., Bertin, P., Douglas, K. & Klein, O. En magtudfordrende teori om samfundet eller en konservativ tankegang? Opadgående og nedadgående konspirationsteorier som ideologisk adskilte overbevisninger. Eur. J. Soc. Psykol . https://doi.org/10.1002/ejsp.2769 (2021).

  36. Krouwel, A., Kutiyski, Y., Van Prooijen, JW, Martinsson, J. & Markstedt, E. Forudsiger ekstrem politisk ideologi konspirationsoverbevisninger, økonomiske evalueringer og politisk tillid? Bevis fra SverigeJ. Soc. Politisk Psykol. 5 , 435-462 (2017).

    Artikel Google Scholar 

  37. Babińska, M. & Bilewicz, M. i Uprzedzenia w Polsce 2017 [ Prejudice in Poland 2017 ] (red Stefaniak, A & Winiewski, M.) 307–327 (Liberi Libri, 2019).

  38. Imhoff, R. & Decker, O. i Rechtsextremismus der Mitte (red Decker O., Kiess J. & Brähler, E.) 130–145 (Psychosozial Verlag, 2013).

  39. Arendt, H. Totalitarismens oprindelse Del 1: Antisemitisme (Harcourt, Brace and World, 1951).

  40. Brandt, MJ, Reyna, C., Chambers, JR, Crawford, JT & Wetherell, G. Den ideologiske-konflikt-hypotese: intolerance blandt både liberale og konservative. Curr. Dir. Psychol. Sci. 23 , 27-34 (2014).

    Artikel Google Scholar 

  41. Cichocka, A., Bilewicz, M., Jost, JT, Marrouch, N. & Witkowska, M. Om politikens grammatik – eller hvorfor konservative foretrækker navneord. Politisk Psykol. 37 , 799-815 (2016).

    Artikel Google Scholar 

  42. Koch, A., Dorrough, A., Glöckner, A. & Imhoff, R. Samfundets ABC: opfattet lighed i agentur/socioøkonomisk succes og konservativ-progressive overbevisninger øger samarbejdet mellem grupper. J. Exp. Soc. Psychol. 90 , 103996 (2020).

    PubMed PubMed Central Artikel Google Scholar 

  43. Koch, A. et al. Gruppers varme er et personligt anliggende: at forstå konsensus om stereotype dimensioner forener modstridende modeller for social evaluering. J. Exp. Soc. Psychol. 89 , 103995 (2020).

    Artikel Google Scholar 

  44. Sternisko, A., Cichocka, A. & van Bavel, J. Den mørke side af sociale bevægelser: social identitet, ikke-konformitet og konspirationsteoriernes lokke. Curr. Opin. Psychol. 35 , 1-6 (2020).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  45. van Prooijen, JW & Krouwel, AP Ekstreme politiske overbevisninger forudsiger dogmatisk intolerance. Soc. Psychol. Personlig. Sci. 8 , 292-300 (2017).

    Artikel Google Scholar 

  46. van Prooijen, JW & Krouwel, AP Psykologiske træk ved ekstreme politiske ideologier. Curr. Dir. Psychol. Sci. 28 , 159-163 (2019).

    Artikel Google Scholar 

  47. Rooduijn, M. & Akkerman, T. Flankeangreb: populisme og venstre-højre radikalisme i Vesteuropa. En del. Politik 23 , 193-204 (2017).

    Artikel Google Scholar 

  48. Oliver, JE & Wood, TJ Konspirationsteorier og den/de paranoide stil(e) i masseopinionen. Er. J. Political Sci. 58 , 952-966 (2014).

    Artikel Google Scholar 

  49. Conway, LG III, Houck, SC, Gornick, LJ & Repke, MA Finding the Loch Ness-monster: venstreorienteret autoritarisme i USAPolitisk Psykol. 39 , 1049-1067 (2018).

    Artikel Google Scholar 

  50. Van Hiel, A., Duriez, B. & Kossowska, M. Tilstedeværelsen af ​​venstreorienteret autoritarisme i Vesteuropa og dets forhold til konservativ ideologi. Politisk Psykol. 27 , 769-793 (2006).

    Artikel Google Scholar 

  51. Bartlett, J. & Miller, C. The Power of Unreason: Konspirationsteorier, ekstremisme og terrorbekæmpelse (Demos, 2010).

  52. Douglas, KM, Sutton, RM & Cichocka, A. Konspirationsteoriernes psykologi. Curr. Dir. Psychol. Sci. 26 , 538-542 (2017).

    PubMed PubMed Central Artikel Google Scholar 

  53. Sullivan, D., Landau, MJ & Rothschild, ZK En eksistentiel funktion af fjende: bevis på, at folk tilskriver indflydelse til personlige og politiske fjender for at kompensere for trusler om at kontrollere. J. Personlig. Soc. Psychol. 98 , 434-449 (2010).

    Artikel Google Scholar 

  54. van Prooijen, JW & Acker, M. Kontrols indflydelse på troen på konspirationsteorier: konceptuelle og anvendte udvidelser. Appl. Cogn. Psychol. 29 , 753-761 (2015).

    Artikel Google Scholar 

  55. Stojanov, A. & Halberstadt, J. Fører manglende kontrol til konspirationsoverbevisninger? En meta-analyse. Eur. J. Soc. Psychol. 50 , 955-968 (2020).

    Artikel Google Scholar 

  56. Kofta, M., Soral, W. & Bilewicz, M. Hvad avler konspirationsantisemitisme? Rollen af ​​politisk ukontrollerbarhed og usikkerhed i troen på jødisk konspiration. J. Personlig. Soc. Psychol. 118 , 900-918 (2020).

    Artikel Google Scholar 

  57. Edelson, J., Alduncin, A., Krewson, C., Sieja, JA & Uscinski, JE Effekten af ​​konspiratorisk tænkning og motiveret ræsonnement på troen på valgsvindel. Politisk Res. Q. 70 , 933-946 (2017).

    Artikel Google Scholar 

  58. Uscinski, JE & Parent, JM Amerikanske konspirationsteorier (Oxford Univ. Press, 2014).

  59. Nyhan, B. Medieskandaler er politiske begivenheder: hvordan kontekstuelle faktorer påvirker offentlige kontroverser om påstået forseelse fra amerikanske guvernører. Politisk Res. Q. 70 , 223-236 (2017).

    Artikel Google Scholar 

  60. Jost, JT, Nosek, BA & Gosling, SD Ideologi: dens genopblussen i social, personlighed og politisk psykologi. Perspektiv. Psychol. Sci. 3 , 126-136 (2008).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  61. Furnham, A. & Fenton-O'Creevy, M. Personlighed og politisk orientering. Personlig. Individuel. Diff. 129 , 88-91 (2018).

    Artikel Google Scholar 

  62. Sibley, CG, Osborne, D. & Duckitt, J. Personlighed og politisk orientering: metaanalyse og test af en trusselsbegrænsningsmodel. J. Res. Personlig. 46 , 664-677 (2012).

    Artikel Google Scholar 

  63. Jost, JT, Glaser, J., Kruglanski, AW & Sulloway, FJ Politisk konservatisme som motiveret social erkendelse. Psychol. Tyr. 129 , 339-375 (2003).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  64. Huber, JD Værdier og partiskhed i venstre-højre orienteringer: måling af ideologi. Eur. J. Politisk Res. 17 , 599-621 (1989).

    Artikel Google Scholar 

  65. Bauer, PC, Barberá, P., Ackermann, K. & Venetz, A. Er venstre-højre skalaen en gyldig målestok for ideologi? Politisk adfærd. 39 , 553-583 (2017).

    Artikel Google Scholar 

  66. Malka, A., Soto, CJ, Inzlicht, M. & Lelkes, Y. Forudsiger behov for sikkerhed og sikkerhed kulturel og økonomisk konservatisme? En tværnational analyse. J. Personlig. Soc. Psychol. 106 , 1031-1051 (2014).

    Artikel Google Scholar 

  67. Bakker, R. et al. 2014 Chapel Hill ekspertundersøgelse. University of North Carolina, Chapel Hill www.chesdata.eu (2015).

  68. Simonsohn, U. To linjer: et gyldigt alternativ til den ugyldige test af U-formede relationer med kvadratiske regressioner. Adv. Metoder Prak. Psychol. Sci. 1 , 538-555 (2018).

    Artikel Google Scholar 

  69. Jolley, D., Douglas, KM & Sutton, RM Bebrejder nogle få dårlige æbler for at redde en truet tønde: den systemretfærdiggørende funktion af konspirationsteorier. Politisk Psykol. 39 , 465-478 (2018).

    Artikel Google Scholar 

  70. Leone, L., Giacomantonio, M. & Lauriola, M. Moralske grundlag, verdenssyn, moralsk absolutisme og tro på konspirationsteorier. Int. J. Psychol. 54 , 197-204 (2019).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  71. Marchlewska, M., Cichocka, A. & Kossowska, M. Afhængig af svar: behov for kognitiv lukning og godkendelse af konspirationsoverbevisninger. Eur. J. Soc. Psychol. 48 , 109-117 (2018).

    Artikel Google Scholar 

  72. Cichocka, A., Marchlewska, M., Golec de Zavala, A. & Olechowski, M. "De vil ikke kontrollere os": positivitet i grupper og tro på konspirationer mellem grupper. Br. J. Psychol. 107 , 556-576 (2016).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  73. Imhoff, R. & Lamberty, P. i Routledge Handbook of Conspiracy Theories (red. Butter, M. & Knight, P.) 192–205 (Routledge, 2020).

  74. Morisi, D., Jost, JT & Singh, V. En asymmetrisk "President-in-power"-effekt. Er. Politisk Videnskab. Rev. 113 , 614-620 (2019).

    Artikel Google Scholar 

  75. van Prooijen, J. ‐W. Hvorfor uddannelse forudsiger nedsat tro på konspirationsteorier. Appl. Cogn. Psychol. 31 , 50-58 (2017).

    PubMed Artikel Google Scholar 

  76. Bognar, E. i Reuters Institute Digital News Report 2018 (red Newman, N. et al.) 84–85 (Reuters, 2018).

  77. Összeesküvés-elméletek, álhírek, Babonák og Magyar közvelemenyben. Politisk kapital https://politicalcapital.hu/pc-admin/source/documents/pc-boll-konteo-20181107.pdf (2018).

  78. Psykologers etiske principper og adfærdskodeks (2002, ændret med virkning fra 1. juni 2010 og 1. januar 2017). American Psychological Association http://www.apa.org/ethics/code/index.aspx (2017).

  79. Krouwel, A., Kutiyski, Y. & Thomeczek, P. EVES: European Voter Election Studies Survey Data (Kieskompas, 2019).

  80. Rao, JNK, Yung, W. & Hidiroglou, MA Estimering af ligninger til analyse af undersøgelsesdata ved hjælp af poststratificeringsinformation. Sankhyā: Indian J. Stat. A 364-378 (2002).

  81. Valliant, R. Poststratificering og betinget variansestimering. J. Am. Stat. Assoc. 88 , 89-96 (1993).

    Google Scholar 

  82. Rutkowski, L. & Svetina, D. Vurdering af hypotesen om måleinvarians i forbindelse med store internationale undersøgelser. Educ. Psychol. Meas. 74 , 31-57 (2014).

  83. Richter, D. & Schupp, J. SOEP Innovation Sample (SOEP IS). Schmollers Jahrb. 135 , 389-399 (2015).

    Artikel Google Scholar 

Download referencer

Anerkendelser

Dette arbejde er blevet koordineret, præsenteret og diskuteret inden for rammerne af EU COST Action CA15101 'Comparative Analysis of Conspiracy Theories (COMPACT)'. Tyske data stammer fra 2014 Innovation Sample fra Socio-Economic Panel 83 (SOEP). Data fra den andalusiske undersøgelse udført i Spanien kommer fra forskningsprojektet 'Conspiracy Theories and Disinformation' ledet af Estrella Gualda (University of Huelva, Spanien), hvis feltarbejde blev støttet og udført af Institute of Advanced Social Studies (IESA-CSIC) i konteksten af ​​et tilskud modtaget til gennemførelse af den 5. bølge af borgerpanelundersøgelsen for socialforskning i Andalusien (ref. EP-1707, PIE 201710E018, IESA/CSIC, https://panelpacis.net/; ). Den tjekkiske del af undersøgelsen blev støttet af bevilling 20-01214S (SG) fra Czech Science Foundation og af RVO: 68081740 (SG) fra Institute of Psychology, Czech Academy of Sciences. Finansierne havde ingen rolle i undersøgelsesdesign, dataindsamling og analyse, beslutning om at publicere eller udarbejdelse af manuskriptet.

Forfatteroplysninger

Tilknytninger

Bidrag

RI og J.-WvP indledte projektet med et åbent udbud. RI, OK, JHCA, M.Bi., AB, M.Ba., NB, KB, RB, AC, SD, KMD, AD, BG, SG, GH, AK, PK, AK, SM, JMD, MSP, MP, LP, GP, AR, RNR, FAS, MS, RMS, VS, HT, VT, PW-E., I.Ž. og J.-WvP bidrog til udformningen af ​​undersøgelse 1 og indsamlede data i deres respektive land. AK, YK og TE leverede data til undersøgelse 2. RI og FZ analyserede og fortolkede dataene med nyttige input fra OKRI, der udarbejdede artiklen. 

Kontaktforfatter

Korrespondance til Roland Imhoff .

Peer review oplysninger

Nature Human Behavior takker Bruno Castanho Silva, Federico Vegetti og den eller de andre anonyme anmeldere for deres bidrag til peer review af dette værk. Peer reviewer-rapporter er tilgængelige.

 

 

Supplerende sekter. 1–12 og tabel S1–S25.Citér denne artikel

Imhoff, R., Zimmer, F., Klein, O. et al. Konspirationsmentalitet og politisk orientering på tværs af 26 lande. Nat Hum Behav 6, 392-403 (2022).

https://www.nature.com/articles/s41562-021-01258-7

 

(17. maj 2022)

 

Leave a Reply