Konsekwencje wyboru typu skali odpowiedzi wbbadaniach

Transkrypt

Problemy ZarzÈdzania, vol. 12, nr 1 (45): 113 – 136
ISSN 1644-9584, © Wydziaï ZarzÈdzania UW
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
Konsekwencje wyboru typu skali odpowiedzi
wb badaniach ankietowych
Nadesïany: 27.10.13 | Zaakceptowany do druku: 03.01.14
Jerzy Wierzbiñski*, Anna O. Kuěmiñska**, Grzegorz Król***
Podejmowane czÚsto bezrefleksyjnie decyzje dotyczÈce wyboru skali odpowiedzi majÈ istotne konsekwencje,
poniewaĝ respondent musi transponowaÊ swojÈ „prywatnÈ” skalÚ do róĝnicowania wb dostarczonÈ przez
badacza. Ta transpozycja wyznacza jego styl odpowiadania na pytania (response style). AnalizujÈc dane
empiryczne zb5 badañ, pokazaliĂmy, ĝe: (1) respondenci majÈ zróĝnicowane preferencje co do dïugoĂci skali
odpowiedzi (niektórzy preferujÈ skale krótkie {TAK, NIE}, inni wolÈ wielopunktowe); (2) liczby odpowiedzi
skrajnych wb róĝnych technikach pomiarowych korelujÈ wysoko dodatnio miÚdzy sobÈ, wiÚc preferencjÚ
odpowiedzi skrajnych moĝna uznaÊ za cechÚ stylu odpowiadania respondenta. W artykule przedstawiliĂmy
teĝ argumenty przemawiajÈce za 4 tezami: (1) Wskaěniki zbudowane zbodpowiedzi na skalach szacunkowych
mogÈ byÊ traktowane jako zmienne iloĂciowe; (2) Naleĝy unikaÊ odpowiedzi Ărodkowej na skali odpowiedzi,
pozwalajÈc jednak na udzielenie odpowiedzi beztreĂciowej; (3) Odpowiedzi beztreĂciowe (nie wiem, nie mam
zdania) powinny siÚ pojawiaÊ na koñcu skali, abnie wbĂrodku; (4) Ksztaït rozkïadu wskaěnika zbudowanego
zb odpowiedzi na wiele pytañ zaleĝy od liczby punktów na skali odpowiedzi.
Sïowa kluczowe: skala odpowiedzi, styl odpowiadania, odpowiedzi: beztreĂciowe, skrajne.
Consequences of using different types of rating scales
Submitted: 27.10.13 | Accepted: 03.01.14
The choice of the type of rating scale, made often without careful consideration, has important implications, because respondents are forced to transpose the implicit scale they use to differentiate objects,
into ab scale provided by the researcher. Analysis of empirical data from five studies showed that:
(1)b respondents have different preferences as to the length of the scale (some people prefer short
{YES, NO} scales, others prefer multipoint scales), (2) the numbers of extreme responses in different
measurement techniques correlate highly and positively with each other, so the preference for extreme
responses can be regarded as respondent’s response style. The article also presented arguments for
four theses: (1) an index constructed from responses on Likert-type scales can be treated as quantitative
variables, (2) middle response category should be avoided, however, respondents should be allowed
to provide “don’t know” answers, (3) “Don’t know” answer category should appear at the end of the
scale - not in the middle, (4) the shape of abdistribution of an index constructed from answers to multiple
questions depends on the number of points in the Likert-type scale.
Keywords: rating scale, extreme response style, don’t know answers.
JEL: C18
*
**
***
Jerzy Wierzbiñski – prof. dr hab., Wydziaï ZarzÈdzania, Uniwersytet Warszawski.
Anna O. Kuěmiñska – mgr, Wydziaï ZarzÈdzania, Uniwersytet Warszawski.
Grzegorz Król – dr, Wydziaï ZarzÈdzania, Uniwersytet Warszawski.
Adres do korespondencji: Uniwersytet Warszawski, Wydziaï ZarzÈdzania, ul. Szturmowa 1/3, 02-678bWarszawa;
e-mail: [email protected], [email protected], [email protected].
Jerzy Wierzbiñski, Anna O. Kuěmiñska, Grzegorz Król
W naukach spoïecznych nadal gïównym ěródïem danych sÈ opinie zbierane wbbadaniach ankietowych. Niestety wybór skali odpowiedzi na pytania
czÚsto jest dokonywany przez badacza bezrefleksyjnie. Skale odpowiedzi
wykorzystywane wb badaniach róĝniÈ siÚ m.in. dïugoĂciÈ ib obecnoĂciÈ (lub
nie) odpowiedzi Ărodkowej ib beztreĂciowej („nie mam zdania”, „trudno
powiedzieÊ”) (np. Wieczorkowska ib Wierzbiñski, 2011). Przykïady szacunkowych skal odpowiedzi znajdujÈ siÚ poniĝej:
1
2
Zdecydowanie
Raczej TAK
TAK
1
3
4
Ani TAK,
ani NIE
Raczej NIE
3
4
2
5
Zdecydowanie
NIE WIEM
NIE
8
Zdecydowanie
Zdecydowanie
Raczej TAK Raczej NIE
TAK
NIE
1
2
8
TAK
NIE
NIE WIEM
8
NIE WIEM
1. Poziom pomiaru szacunkowych skal odpowiedzi
PuryĂci metodologiczni twierdzÈ, ĝe opisana poniĝej skala szacunkowa
nie jest skalÈ iloĂciowÈ, poniewaĝ nie ma staïej jednostki pomiaru: róĝnica,
np. miÚdzy {zdecydowanie negatywna} ab {negatywna}, nie jest taka sama
jak róĝnica miÚdzy {negatywna} ib {pozytywna}:
1
2
3
4
zdecydowanie
negatywna
negatywna
pozytywna
zdecydowanie
pozytywna
JednoczeĂnie powszechnie uĝywa siÚ Ăredniej ocen, np. na studiach,
ab przecieĝ nikt nie jest wb stanie wykazaÊ, ĝe róĝnica miÚdzy {2} ib {3}
równa siÚ róĝnicy miÚdzy {4} ib {5}.
2
3
4
5
6
Ocena
niedostateczna
Ocena
dostateczna
Ocena dobra
Ocena bardzo
dobra
Ocena celujÈca
W naukach fizycznych, ekonomicznych, itp., przedmiotem pomiaru sÈ
byty realne (rzeczywiste wielkoĂci, np. dïugoĂÊ, temperatura, ciÚĝar, ciepïo,
114
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
Konsekwencje wyboru typu skali odpowiedzi wb badaniach ankietowych
wzrost produkcji). Jest ustalony wzorzec, np. metra, ibmoĝemy obliczyÊ jak
dobrze nasz pomiar odpowiada wzorcowi. W naukach spoïecznych przedmiotem pomiaru sÈ byty wirtualne (konstrukty teoretyczne, np. reprezentacje
poznawcze, postawy, cechy, stany afektywne). Istnieje podstawowa róĝnica
miÚdzy pomiarem wielkoĂci fizycznych abpomiarem konstruktów teoretycznych. Modele pomiarowe wypracowane wbnaukach fizycznych nie przystajÈ
wbpeïni do pomiaru wbnaukach spoïecznych. Nie mamy wzorca zaangaĝowania wbpracÚ ani inteligencji, zbktórym moglibyĂmy wyniki naszego pomiaru
porównaÊ. Ekonomista jest zainteresowany iloĂciÈ pieniÚdzy dostÚpnych
na rynku, wiÚc bÚdzie staraï siÚ mierzyÊ obiektywnÈ wielkoĂÊ zarobków.
Wbbadaniach spoïecznych, nawet jeĂli prosimy obpodanie wielkoĂci zarobków
wb zïotówkach, to tak naprawdÚ interesujemy siÚ reprezentacjÈ poznawczÈ
zarobków wb umyĂle respondenta.
Zarobki, wyraĝone np. wb zïotówkach, sÈ czystym przykïadem stosunkowej skali pomiarowej (z precyzyjnie zdefiniowanym zerem ib jednostkÈ
pomiaru). W wielu zastosowaniach metodologowie zalecajÈ jednak stosowanie przeksztaïceñ, takich jak logarytm, zmieniajÈcych pierwotnÈ staïoĂÊ jednostki pomiaru. Przeksztaïcenie logarytmiczne redukuje skoĂnoĂÊ
ib jest korzystne dla wykonywanych analiz, ale róĝnica miÚdzy logarytmami
zb 4000 [3,6] ib 2000b zï [3,3], nie jest równa róĝnicy miÚdzy logarytmami
3000 [3,48] zb 1000 [3] zï. Badacze spoïeczni wiedzÈ, ĝe zachowanie czy
poglÈdy respondenta wyjaĂnia nie tyle wielkoĂÊ obiektywna dochodu, ile
jego wartoĂÊ subiektywna. Obiektywne zmiany pensji (waĝne dla ekonomisty) mogÈ byÊ przez respondenta róĝnie traktowane, np. wb zaleĝnoĂci
od tego czy podwyĝszono mu pensjÚ zb 800 do 1000 zï, czy teĝ zb 12 200 do
12 400b zï. Juĝ dawno stwierdzono, ĝe wartoĂÊ subiektywna nie jest liniowÈ
funkcjÈ wysokoĂci zarobków (por. np. Wierzbiñski, 2007). Oznacza to, ĝe
staïa jednostka stosunkowej skali pomiarowej <zarobki> jest reprezentowana wb umyĂle respondenta wb odmienny sposób wb zaleĝnoĂci od pozycji
wartoĂci zmiennej na skali. Wzorcowa dla rygorystów metodologicznych
stosunkowa skala pomiarowa po bliĝszej analizie teĝ zaczyna budziÊ wÈtpliwoĂci dotyczÈce staïoĂci jednostki pomiaru.
W naukach spoïecznych mierzy siÚ cechy nieobserwowalne, takie jak
ekstrawersja, zaangaĝowanie wbpracÚ itp., zadajÈc zestaw pytañ zwiÈzanych,
co najmniej fasadowo, zb operacjonalizowanÈ zmiennÈ. WyjaĂnijmy to na
przykïadzie pomiaru ekstrawersji, definiowanej wbnastÚpujÈcy sposób: „Na
ekstrawersjÚ skïadajÈ siÚ: towarzyskoĂÊ, ĝywoĂÊ, aktywnoĂÊ, asertywnoĂÊ,
poszukiwanie doznañ. Ekstrawertycy sÈ przyjacielscy ibserdeczni, towarzyscy
ib rozmowni, skïonni do zabawy oraz poszukiwania stymulacji. WykazujÈ
tendencje do dominowania wbkontaktach spoïecznych ibsÈ ĝyciowo aktywni
oraz peïni wigoru. WykazujÈ optymizm ĝyciowy ib pogodny nastrój. Introwertycy sÈ ich przeciwieñstwem” (Strelau, 2004).
Moĝemy wiÚc zakïadaÊ, ĝe ekstrawertycy powinni odpowiadaÊ na poniĝsze pytanie inaczej niĝ introwertycy:
Problemy ZarzÈdzania vol. 12, nr 1 (45), 2014
115
Czy wb opisanej poniĝej sytuacji zachowaïbyĂ siÚ:
a) tak jak osoba A,
b) raczej jak osoba A,
c) tak jak osoba B,
d) raczej jak osoba B,
e) trudno powiedzieÊ.
W nowym towarzystwie osoba A natychmiast nawiÈzuje nowe znajomoĂci.
Musi minÈÊ trochÚ czasu, nim osoba B poczuje siÚ swobodnie wb rozmowie
zb obcymi.
Na mocy definicji ekstrawersji zakïadamy, ĝe respondent, który stwierdziï,
ĝe jest bardziej podobny do osoby A (w nowym towarzystwie natychmiast
nawiÈzuje nowe znajomoĂci), lokuje siÚ na wymiarze ekstrawersji wb innym
miejscu niĝ respondent, który stwierdziï, ĝe jest bardziej podobny do osoby
B (potrzebuje czasu, aby poczuÊ siÚ swobodnie). Odpowiedě na to pytanie
pozwala nam uporzÈdkowaÊ respondentów na wymiarze ekstrawersji.
RygoryĂci metodologiczny powiedzieliby, ĝe jest to jedynie skala porzÈdkowa. Przypisanie poszczególnym odpowiedziom liczb, np. wb nastÚpujÈcy
sposób:
1 = tak jak osoba A
2 = raczej jak osoba A
4 = tak jak osoba B
3 = raczej jak osoba B
oznacza, ĝe zakïadamy równoĂÊ róĝnicy m.in. miÚdzy odpowiedziÈ <1>
ib<2> (<tak jak A> ib<raczej jak A>) oraz <2> ib<3> (<raczej jak A>
ib <raczej jak B>).
Czy moĝemy zaïoĝenie obrównoĂci przedziaïów (odlegïoĂci miÚdzy kolejnymi punktami skali) udowodniÊ? Nie, ale wb naukach spoïecznych tego
rodzaju skale sÈ traktowane jako iloĂciowe ibwykonujemy analizy tego typu
danych, np. liczÈc ĂredniÈ lub wspóïczynniki korelacji. Trzeba pamiÚtaÊ, ĝe
wbnaukach spoïecznych najczÚĂciej budujemy jeden wskaěnik zbwielu pytañ,
czyli sumujemy/uĂredniamy wyniki zb kilku, czasem nawet kilkudziesiÚciu
skal odpowiedzi. Tak otrzymana skala daje nam wiÚcej informacji niĝ tylko
porzÈdek ib dlatego powszechnie jest traktowana jako skala iloĂciowa.
PodsumowujÈc, zaïoĝenie, ĝe wyniki odpowiedzi na skalach szacunkowych, takich jak omawiana powyĝej, stanowiÈ dane iloĂciowe, jest akceptowane wb najlepszych zagranicznych czasopismach prezentujÈcych wyniki
analiz badañ spoïecznych. Podobnie traktowane sÈ odpowiedzi na pytania
dotyczÈce zgadzania siÚ zb danym poglÈdem, np.:
Zdecydowanie
TAK
116
TAK
Raczej
TAK
Raczej
NIE
NIE
Zdecydowanie
NIE
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
We wszystkich prowadzonych przez nas analizach danych sondaĝowych
okazywaïo siÚ, ĝe niedoskonaïe skale szacunkowe, np. satysfakcji finansowej,
sÈ lepszym predyktorem, np. adaptacji do zmiany systemowej czy satysfakcji
zb róĝnych dziedzin ĝycia, niĝ wyraĝona na eleganckiej skali stosunkowej
wielkoĂÊ zarobków.
2. Odpowiedzi beztreĂciowe na skali odpowiedzi
Braki odpowiedzi sÈ zmorÈ kaĝdego badania. Oprócz odmowy odpowiedzi
lub pominiÚcia kolejnego pytania, duĝo problemów dostarczajÈ odpowiedzi:
<nie wiem> czy <trudno powiedzieÊ>, które dalej bÚdÈ nazywane (Suïek,
2002) odpowiedziami beztreĂciowymi. Odpowiedzi beztreĂciowe pojawiaÊ siÚ
mogÈ wb danych ankietowych wb trzech typach pytañ:
– pytanie standardowe (odpowiedě beztreĂciowa nie jest odczytywana przez
ankietera, natomiast jest zapisywana, jeĂli respondent udzieli jej spontanicznie);
– pytanie zbquasi-filtrem (moĝliwa odpowiedě beztreĂciowa jest odczytywana
respondentowi);
– pytanie zb peïnym filtrem (pytanie wïaĂciwe zadaje siÚ tylko tym respondentom, którzy odpowiedzieli twierdzÈco na pytanie filtrujÈce: „Czy masz
zdanie wb tej sprawie?”, „Czy zastanawiaïeĂ siÚ nad tym?” itp.).
W samowypeïnialnych ankietach pytania standardowe oznaczajÈ brak moĝliwoĂci udzielenia odpowiedzi beztreĂciowej. Kaĝdy zb powyĝszych sposobów
zadawania pytaniabdaje inne rozkïady odpowiedzi beztreĂciowych, wbzaleĝnoĂci
od treĂci pytania, stopnia krystalizacji opinii respondenta ib postrzeganych
przez niego oczekiwañ spoïecznych (poprawnoĂÊ spoïeczno-polityczna opinii).
Interpretacja odpowiedzi beztreĂciowych przysparza wielu problemów.
Odpowiedzi te mogÈ wynikaÊ zarówno zb braku wiedzy i/lub zdecydowania, znudzenia wywiadem, jak ib zb chÚci ucieczki respondenta przed odpowiedziÈ na niewygodne dla niego pytanie. Ale teĝ mogÈ sugerowaÊ, ĝe
skala odpowiedzi nie uwzglÚdnia odpowiedniej opcji. Liczba odpowiedzi
beztreĂciowych zaleĝy od charakteru pytania – jest ich mniej, gdy pytamy
obïatwo obserwowalne zachowania. Na przykïad wbpytaniach obto, jak czÚsto
modli siÚ respondent (Wierzbiñski, 2009), na skali od „nigdy” do „parÚ razy
dziennie” odpowiedzi beztreĂciowych byïo 5,4%, gdy zaĂ pytano obczÚstoĂÊ
uczestniczenia wb naboĝeñstwach – tylko 1,4%.
Badania (Krosnick ibin., 2002) wykazaïy, ĝe liczba odpowiedzi beztreĂciowych koreluje negatywnie zb miarÈ samooceny wysiïku wkïadanego wb odpowiadanie przez respondenta na pytania, co sugeruje, ĝe uchylanie siÚ od
odpowiedzi wynika czÚsto zb lenistwa. Niebezpieczna jest takĝe motywacja
przeciwna, gdy respondent czuje siÚ zobowiÈzany do udzielenia treĂciowej
odpowiedzi. Wstyd przed przyznaniem siÚ do niewiedzy moĝe powodowaÊ
wybieranie odpowiedzi treĂciowych losowo, zgodnie zbdomniemywanym oczekiwaniem badacza lub uznawanÈ normÈ spoïecznÈ, obczym przekonujÈ cytoProblemy ZarzÈdzania vol. 12, nr 1 (45), 2014
117
wane wczeĂniej badania pokazujÈce formuïowanie przez respondentów opinii
na temat nieistniejÈcych obiektów. Takie odpowiedzi Suïek nazywa „pustymi”.
Autorzy sondaĝy obawiajÈ siÚ zarówno zbyt duĝej, jak ibzbyt maïej liczby
odpowiedzi beztreĂciowych ibdlatego starajÈ siÚ konstruowaÊ pytania wbtaki
sposób, aby nie skïaniaÊ respondentów do generowania zarówno odpowiedzi
„pustych”, jak ib faïszywie beztreĂciowych.
2.1. Liczba odpowiedzi beztreĂciowych jako cecha pytania
i/lub cecha respondenta
BrakujÈce dane moĝna analizowaÊ jako cechÚ pytania lub cechÚ respondenta. Duĝa liczba odpowiedzi <nie wiem> lub <trudno powiedzieÊ> oznaczanych wb tekĂcie jako <TP> dla któregoĂ zb pytañ moĝe byÊ wskaěnikiem
bïÚdów wb sformuïowaniu pytania ib dlatego zawsze powinna byÊ przedmiotem
dociekañ. Czasem warto takie pytanie wyïÈczyÊ zbdalszych analiz. W badaniach
zaufania do 18 instytucji, analizujÈc liczbÚ odpowiedzi beztreĂciowych jako cechÚ
pytania (w tym przypadku instytucji), stwierdzimy, ĝe wbomawianym przykïadzie
najwiÚcej odpowiedzi <trudno powiedzieÊ> pojawia siÚ wbprzypadku zwiÈzków
zawodowych (OPZZ ib „SolidarnoĂÊ”)1. BudujÈc wskaěnik zaufania organizacyjnego, moĝna siÚ zastanawiaÊ, czy nie pominÈÊ tych 2 pytañ.
Warto takĝe przeanalizowaÊ rozkïad odpowiedzi beztreĂciowych traktowanych jako cecha respondenta, czyli zliczaÊ, ile razy kaĝdy respondent wybraï
wb zestawie pytañ (np. 18 instytucji) odpowiedě <TP>. W analizowanym
przykïadzie tylko 68,2% respondentów ani razu nie uchyliïo siÚ odpowiedzi.
GdybyĂmy potraktowali odpowiedzi beztreĂciowe jako braki danych, wb wielu
analizach (np.banalizie czynnikowej) stracilibyĂmy ponad 30% próby. Zdecydowanie lepszym rozwiÈzaniem jest przekodowanie odpowiedzi beztreĂciowych na
ĂrodkowÈ wartoĂÊ skali. Ale zanim to zrobimy, musimy przeanalizowaÊ rozkïad.
W analizowanym przykïadzie 67 osób (1,1% badanej próby) udzieliïo ponad
50% odpowiedzi beztreĂciowych (wiÚcej niĝ 9 na 18 pytañ). Warto zastanowiÊ
siÚ, czy nie powinniĂmy usunÈÊ ich zbanaliz, poniewaĝ moĝna sÈdziÊ, ĝe tematyka
pytañ ich nie interesuje lub nie majÈ opinii/wiedzy na temat wiÚkszoĂci instytucji. Sprawdzenie rozkïadów odpowiedzi beztreĂciowych, zarówno dla pytañ,
jak ib dla respondentów, powinno byÊ wstÚpem do kolejnych analiz.
Liczba odpowiedzi beztreĂciowych zaleĝy od ich dostÚpnoĂci. Pokazuje
to przeprowadzone przez zespóï PGSS (Cichomski, Jerzyñski ib Zieliñski,
2010) badanie eksperymentalne, wb którym zadano nastÚpujÈce pytania:
Zawsze spotyka siÚ jakieĂ osoby, których poglÈdy inni ludzie uwaĝajÈ za niewïaĂciwe
lub niebezpieczne. Weěmy na przykïad kogoĂ, kto jest przeciw KoĂcioïom ib religii.
A) JeĂli taka osoba chciaïaby wygïosiÊ wbPana mieĂcie/gminie przemówienie przeciwko
KoĂcioïom ib religii, czy powinno siÚ jej na to pozwoliÊ, czy teĝ nie?
B) Czy takiej osobie powinno siÚ pozwoliÊ uczyÊ wb wyĝszej uczelni, czy teĝ nie?
C) JeĂli jacyĂ ludzie zbPana otoczenia chcieliby usunÈÊ zbpublicznej biblioteki ksiÈĝkÚ
wymierzonÈ przeciwko KoĂcioïom ib religii napisanÈ przez tÚ osobÚ, to czy byïby
Pan za usuniÚciem tej ksiÈĝki, czy przeciwko jej usuniÚciu?
118
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
Poïowa respondentów (balot B) miaïa odpowiedě „nie wiem” na karcie
odpowiedzi (pytanie zbquasi-filtrem), druga poïowa (balot A) otrzymywaïa
kartÚ tylko zbodpowiedziami treĂciowymi (np. „tak, powinno siÚ pozwoliÊ”
ib„nie, nie powinno siÚ pozwoliÊ”). Odpowiedz „nie wiem” byïa zapisywana
przez ankietera, gdy respondent udzielaï takiej odpowiedzi spontanicznie.
DostÚpnoĂÊ odpowiedzi beztreĂciowej spowodowaïa we wszystkich pytaniach wzrost liczby osób uchylajÈcych siÚ od zajÚcia stanowiska (dla pytania A:b 10,3% Æ 17,6%; dla pytania B: 13,8% Æ 22,5%; dla pytania C:
16,5% Æ 26,9%). Nie ma powodu, by sÈdziÊ, ĝe respondenci wb obu grupach róĝnili siÚ pod wzglÚdem opinii, poniewaĝ podziaï grup na baloty byï
losowy.
Czasem zdarza siÚ, ĝe badacz traktuje odpowiedě beztreĂciowÈ jako odpowiedě ĂrodkowÈ ib umieszcza jÈ wb Ărodku skali odpowiedzi. W celu sprawdzenia tego efektu, przeprowadzono badanie eksperymentalne, wb którym
dwie losowo wyodrÚbnione grupy respondentów odpowiadaïy na pytania
róĝniÈce siÚ skalÈ odpowiedzi. Jak widaÊ wb tabeli 1, umieszczenie opcji
beztreĂciowej wb Ărodku skali odpowiedzi drastycznie zwiÚksza liczbÚ osób
jÈ wybierajÈcych.
Wersja A
Wersja B
b
1
2
Mam wokóï siebie wiele bliskich
mi osób
4,8
9,6 10,8 43,4 31,3
3
4
Zwykle pozostajÚ sam ze swoimi
33,7 33,7 13,3 14,5
problemami
W waĝnych sprawach mogÚ liczyÊ
na pomoc przyjacióï
4,8
3,6
Niewiele wiem obludziach, którzy
51,8 38,6
mnie otaczajÈ
Duĝo czasu spÚdzam ze znajomymi ib przyjacióïmi
CzÚsto czujÚ siÚ samotny
5
2,4
8,4 18,1
3
4
5
6,8 18,2 47,7 22,7 4,5
9,1 4,5
18,2 22,7 52,3 6,8
52,3 25,0
7,2 21,7 20,5 38,6 12,0
27,7 39,8
2
4,8 31,8 38,6 15,9
9,6 32,5 49,4
7,2
1
9,1
4,5 9,1
4,5 31,8 36,4 18,2 9,1
6,0 31,8 40,9 13,6
9,1 4,5
Kafeteria odpowiedzi:
wersja A: [1] – zdecydowanie tak, [2] – tak, [3] – trudno powiedzieÊ, [4] – nie, [5] – zdecydowanie nie,
wersja B: [1] – zdecydowanie tak, [2] – tak, [3] – nie, [4] – zdecydowanie nie, [5] – trudno
powiedzieÊ.
Tab. 1. Liczba odpowiedzi beztreĂciowych wb zaleĝnoĂci od miejsca opcji beztreĂciowej
na skali odpowiedzi (badania eksperymentalne). ½ródïo: G. Wieczorkowska, J. Wierzbiñski
ib M.b Siarkiewicz. (2009). Wybrane problemy metodologiczne analitycznych badañ
sondaĝowych. W: M. Zahorska ib E. Nasalska (red.). WartoĂci – polityka – spoïeczeñstwo.
Warszawa: Wydawnictwo Naukowe Scholar.
119
3. Wpïyw punktu Ărodkowego skali
WybierajÈc skalÚ odpowiedzi, stajemy przed dylematem, czy ma ona
mieÊ punkt Ărodkowy (nazywany dalej odpowiedziÈ ĂrodkowÈ), np. <ani zgadzam siÚ, ani nie zgadzam siÚ> oraz czy powinna siÚ na niej pojawiÊ opcja
odpowiedzi beztreĂciowej. Warto zwróciÊ uwagÚ, ĝe zarówno odpowiedzi
Ărodkowe, jak ib beztreĂciowe sÈ niemoĝliwe do zinterpretowania. Z tego
powodu niektórzy badacze obstajÈ przy tym, aby wbogóle nie pojawiaïy siÚ
one na skali – respondenci bÚdÈ musieli dokonaÊ wyboru jednej „konkretnej” opcji, dziÚki czemu otrzymamy bardziej rzetelne dane. Zrównowaĝona
skala odpowiedzi wymaga ustalenia opcji Ărodkowej ib wyznaczenia jednakowej liczby odpowiedzi pozytywnych ib negatywnych. Zapewnienie opcji
Ărodkowej jest waĝne dla respondentów, którzy mogÈ nie mieÊ wyrobionej
opinii (Kaden, 2008). Dla tych, których postawy sÈ skrystalizowane, lepsze
sÈ skale bez opcji Ărodkowej (Brzeziñska ib Brzeziñski, 2004).
¥rodkowe odpowiedzi wybierane sÈ przez dwie kategorie respondentów:
niedoinformowanych – tych, którym brak wiedzy potrzebnej do sformuïowania
opinii, ibniezdecydowanych – tych, którzy tÚ wiedzÚ posiadajÈ, ale, rozwaĝywszy
Wersja A
1
2
3
5
TP
WolÚ byÊ obywatelem Polski niĝ jakiegokolwiek innego kraju na Ăwiecie
31,0 31,5 19,0 11,1
5,1
2,0 34,0 29,3 15,7
8,4 12,6
SÈ pewne sprawy wbdzisiejszej Polsce, których jako
Polacy moĝemy siÚ wstydziÊ 45,4 42,6
1,4
1,0 44,5 41,4
3,7
6,9
4
Wersja B
2,3
1
2
3
6,3
4
TP
4,2
Ogólnie rzecz biorÈc, Polska jest lepszym krajem niĝ
wiÚkszoĂÊ innych krajów
9,7 20,4 32,4 18,5 13,9
5,0
9,4 21,5 30,9 14,7 23,6
Trzeba popieraÊ swój kraj,
nawet gdy postÚpuje niewïaĂciwie
7,4
9,3
3,0
8,4 12,6 29,8 38,2 11,0
4,2
1,0 54,5 29,3
9,3 30,1 40,7
Chciaïbym byÊ dumny
zb Polski czÚĂciej niĝ jestem 53,2 31,9
Kafeteria odpowiedzi:
wersja A: [1] – zdecydowanie siÚ zgadzam,
zgadzam, [4] – nie zgadzam siÚ,
powiedzieÊ,
wersja B: [1] – zdecydowanie siÚ zgadzam,
cydowanie siÚ nie zgadzam, [?]
6,5
3,7
5,2
1,6
9,4
[2] – zgadzam siÚ, [3] – ani siÚ zgadzam ani nie
[5] – zdecydowanie siÚ nie zgadzam, [TP] – trudno
[2] – zgadzam siÚ, [3] – nie zgadzam siÚ, [4]b–bzde– trudno powiedzieÊ.
Tab. 2. Rozkïady odpowiedzi uzyskanych za pomocÈ skali zb punktem Ărodkowym ib bez.
½ródïo: G. Wieczorkowska, J. Wierzbiñski ib M. Siarkiewicz. (2009). Wybrane problemy
metodologiczne analitycznych badañ sondaĝowych. W: M. Zahorska ib E. Nasalska (red.).
WartoĂci – polityka – spoïeczeñstwo. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe Scholar.
120
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
argumenty za ib przeciw, nie potrafiÈ zadeklarowaÊ, która zb dostÚpnych
opcji odpowiada im najbardziej (Suïek, 2001). Dodanie wówczas wyraěnej
odpowiedzi beztreĂciowej przeznaczonej dla niedoinformowanych (np. „nie
znam siÚ na tym na tyle, aby mieÊ poglÈd”) nie zmienia odpowiedzi tych
respondentów, którzy wybrali którÈĂ zb opinii zdecydowanych, ale redukuje
liczbÚ wskazañ Ărodkowego punktu skali.
Aby porównaÊ konsekwencje umieszczenia na skali punktu Ărodkowego
dla liczby odpowiedzi beztreĂciowych, przeprowadzono badanie eksperymentalne. W badaniu dwóch równowaĝnych (podzielonych losowo) grup
studentów wykorzystano dwie skale odpowiedzi (zob. tabela 2). Tylko wbwersji A dostÚpna byïa opcja Ărodkowa: <ani zgadzam siÚ, ani nie zgadzam
siÚ>. Jeĝeli sÈdzilibyĂmy, ĝe odpowiedě beztreĂciowÈ wybierajÈ osoby niezdecydowane, to procent odpowiedzi TP wb wersji B powinien byÊ wiÚkszy
niĝ procent osób wybierajÈcych opcjÚ ĂrodkowÈ wbwersji A. Tak byïo tylko
wb jednym zb piÚciu analizowanych pytañ.
DostÚpnoĂÊ na skali odpowiedzi opcji zarówno Ărodkowej, jak ibbeztreĂciowej powoduje wzrost liczby odpowiedzi nieinterpretowalnych. Dlatego naleĝy
wbbadaniach unikaÊ odpowiedzi Ărodkowej, ale udostÚpniaÊ odpowiedě <trudno
powiedzieÊ>, którÈ moĝna nastÚpnie przekodowaÊ wbĂrodek skali odpowiedzi.
4. Wpïyw dïugoĂci skali odpowiedzi
Jak wspomnieliĂmy wczeĂniej, bardzo czÚsto, ukïadajÈc kwestionariusz, decyzjÚ ob rodzaju skali odpowiedzi podejmujemy bezrefleksyjnie. Jedni preferujÈ
skale dïugie (np. 101-punktowa Michigan Feeling Thermometer czy 10-punktowa
Gallupa), inni proszÈ wyïÈcznie obodpowiedě „tak” lub „nie”. Przykïad: osoba
moĝe oceniaÊ stopieñ kontyngencji (zwiÈzku miÚdzy dziaïaniami ab wynikami)
wbdanej sytuacji poprzez zakreĂlenie punktu na skali: <–4, ..., +4> (Wasserman
ib Shaklee, 1984). Inni badacze (Shank, 1985) proszÈ ob ocenÚ stopnia kontyngencji na skali:<–100, ..., +100>. Wpïyw dïugoĂci skali byï przedmiotem wielu
badañ, na podstawie których sformuïowano opisane poniĝej wnioski:
– Gdy badano (Green ibRao, 1970) wpïyw zmiany liczby kategorii na stopieñ
odtworzenia poczÈtkowej konfiguracji przestrzennej za pomocÈ skalowania
wielowymiarowego, okazaïo siÚ, ĝe najlepsze wyniki dajÈ skale co najmniej
6-punktowe (dla co najmniej 8 pytañ zwiÈzanych zb jednym wymiarem).
– W innych badaniach (Benson, 1971) pokazano, ĝe skale krótkie (2-, 3-punktowe) sÈ uĝyteczne ib nie powinny byÊ eliminowane.
– W badaniach (Peterson, 1985) Generalnego Sondaĝu Spoïecznego, porównanie pytañ obzaufanie do organizacji ze skalÈ 3-punktowÈ (abgreat deal of
confidence; only some confidence; hardly some confidence) vs 7-punktowÈ
(od complete confidence do no confidence at all) nie wykazaïy róĝnic.
– Porównywano równieĝ (Wieczorkowska, Wierzbiñski ibSiarkiewicz, 2009)
wpïyw dïugoĂci skali (5 vs 9 punktów) na odpowiedzi na czterech skalach skróconej wersji kwestionariusza kolektywizmu/indywidualizmu.
121
Wskaěniki wb obu porównywanych grupach nie róĝniïy siÚ wïasnoĂciami
psychometrycznymi (wariancje, interkorelacje).
RozwiÈzaniem tych sprzecznych rekomendacji jest propozycja (Lehmann
ib Hulbert, 1972), aby liczba punktów na skali zaleĝaïa od celu badania.
Jeĝeli interesujemy siÚ Ărednimi dla grup respondentów, skale dwu-, trzypunktowe sÈ wystarczajÈce. Jeĝeli interesujÈ nas wyniki pojedynczych osób,
skale powinny byÊ piÚcio-, siedmiopunktowe. Naleĝy pamiÚtaÊ, ĝe:
– zwiÚkszanie liczby punktów na skali redukuje bïÈd zaokrÈglenia (rounding
error), ale zwiÚksza koszty przetwarzania danych ib zmÚczenie respondenta, co moĝe owocowaÊ brakami odpowiedzi;
– jak wspomnieliĂmy wczeĂniej, zazwyczaj rekomenduje siÚ magicznÈ wbpsychologii pamiÚci cyfrÚ 7 (+/–2) – wiÚksza liczba punktów (np. czÚsto
badacze preferujÈ skalÚ procentowÈ) zmniejsza rzetelnoĂÊ; wb pytaniach
ob procenty ludzie wybierajÈ znaczÈce punkty bÚdÈce wielokrotnoĂciami
liczby 5, pomijajÈc resztÚ, czyli efektywna liczba punktów skali jest mniejsza niĝ ta, którÈ przedstawia siÚ respondentowi.
5. Styl odpowiadania (response style)
To, ĝe respondent otrzymuje 5-punktowÈ skalÚ odpowiedzi, np. przy ocenie
waĝnoĂci róĝnych celów ĝyciowych, nie oznacza, ĝe wb taki wïaĂnie sposób
dokonuje ich „prywatnego” róĝnicowania. Jego wartoĂciowanie moĝe byÊ duĝo
bardziej zgrubne (np. „waĝne” vs „niewaĝne”) lub duĝo bardziej subtelne. KtoĂ
moĝe uwaĝaÊ, ĝe „nic nie jest warte zachodu” ibodpowiadaÊ na pytanie, uĝywajÈc tylko lewego krañca skali (1 = „zupeïnie niewaĝne”, 2 = „niewaĝne”),
ktoĂ inny uĝywa tylko opcji 3 ib 4 („waĝne” ib „bardzo waĝne”), inna osoba
moĝe wykorzystywaÊ wszystkie opcje (Wieczorkowska, 1992). Oznacza to, ĝe
kaĝdy respondent musi transponowaÊ swojÈ „prywatnÈ” skalÚ do róĝnicowania
wbdostarczonÈ przez badacza skalÚ odpowiedzi. Ta transpozycja wyznacza jego
styl odpowiadania na pytania (response style), który moĝe byÊ uniwersalny, tzn.
wb niewielkim stopniu zaleĝny od tego, jaki obiekt jest aktualnie oceniany.
5.1. Przykïad 1. Transformacja skali odpowiedzi zachodzÈca
wb umysïach respondentów
W badaniu internetowym studenci kursu metodologicznego mieli za zadanie
odpowiadaÊ na to samo pytanie zaczerpniÚte zbPGSS („Sumiennie pracujÚ,baby
wypeïniÊ moje codzienne obowiÈzki, nawet jeĂli jestem trochÚ choryblub jest jakiĂ
inny uzasadniony powód, abym zrobiï sobie przerwÚ”) za pomocÈ róĝnych skal
odpowiedzi. Odpowiedzi te byïy przedzielone zadaniami arytmetycznymi, aby
pozwoliÊ na wyczyszczenie pamiÚci roboczej zbudzielonej wczeĂniej odpowiedzi.
W tabeli 3 pokazane jest, jak uczestnicy (N = 81) odpowiadali na to
pytanie, gdy skala odpowiedzi byïa 8-punktowa (zawieraïa 8 opcji do wyboru,
od <zdecydowanie TAK> do <zdecydowanie NIE>, zb opcjÈ ĂrodkowÈ
ib odpowiedziÈ <TP>, czyli trudno powiedzieÊ).
122
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
Sumiennie pracujÚ,b aby wypeïniÊ moje codzienne obowiÈzki,
nawet jeĂli jestem trochÚ choryblub jest jakiĂ inny uzasadniony CzÚstoĂÊ
powód, abym zrobiï sobie przerwÚ
Procent
zdecydowanie NIE
2
2,5
NIE
0
0,0
raczej NIE
13
16,0
ani TAK, ani NIE
10
12,3
raczej TAK
23
28,4
TAK
24
29,6
zdecydowanie TAK
7
8,6
trudno powiedzieÊ
2
2,5
Tab. 3. Rozkïady odpowiedzi na oĂmiopunktowej skali odpowiedzi. ½ródïo: opracowanie
wïasne.
Gdy skala odpowiedzi zostaïa zredukowana do 3 punktów: <TAK> <NIE>
<TP>, osoby zaznaczajÈce na skali oĂmiopunktowej odpowiedzi <zdecydowanie TAK> [7 osób] ib<TAK> [24 osoby] wybraïy <TAK>, natomiast dwie
osoby, które wybraïy wczeĂniej <zdecydowanie NIE>, wybraïy <NIE>. InteresujÈce zmiany widoczne sÈ wb przypadku pierwotnych odpowiedzi <raczej
NIE> ib<raczej TAK>. WĂród 13 osób, które na skali oĂmiopunktowej wybraïy
odpowiedě <raczej NIE>, przy skali trzypunktowej aĝ 6 zmieniïo jÈ na <TP>,
natomiast 7 na <NIE>. Przy skali dwupunktowej (bez moĝliwoĂci udzielenia
odpowiedzi beztreĂciowej TP) 13bosób (czyli wszystkie) opowiedziaïo <NIE>.
Odpowiedě <raczej TAK> wybraïy przy oĂmiopunktowej skali 23 osoby. Przy
skali trzypunktowej 3b zb nich zaznaczyïy <TP>, przy dwupunktowej 22 osoby
wybraïy odpowiedě <TAK>, ab jedna – paradoksalnie – <NIE>.
Odpowiedě <ani TAK, ani NIE> na skali oĂmiopunktowej zaznaczyïo 10 osób. Kiedy ograniczono skalÚ do trzypunktowej, 8 osób wybraïo
<TP>, 2b zdecydowaïy siÚ na odpowiedě <NIE>. Przy skali dwupunktowej 8b zb poczÈtkowych 10 osób opowiedziaïo <NIE>, natomiast 2 osoby
<TAK>. Podobnie osoby wybierajÈce – gdy byïo to moĝliwe – odpowiedě
<TP> przy skali dwupunktowej wybraïy <NIE>. Ograniczenie liczby punktów skali odpowiedzi wymusiïo wiÚc na nich zajÚcie stanowiska.
Na odpowiedzi respondenta moĝe wpïywaÊ potrzeba aprobaty spoïecznej (szczególnie silna wbczasie wywiadów), przejawiajÈca siÚ wbtendencji do
potakiwania (Acquiescence Response Style) lub, wrÚcz przeciwnie, potrzeba
prezentowania siebie jako osoby nonkonformistycznej, przejawiajÈca siÚ
wbtendencji do zaprzeczania (Disacquiescence Response Style) (Harzing, 2006).
W literaturze jest takĝe omawiany styl potakiwania netto (Net Acquiescence
Response Style), obliczany jako róĝnica wbtendencji do potakiwania ibzaprzeczania (Baumgartner ib Steenkamp, 2001).
123
Innym stylem odpowiadania jest transformacja wewnÚtrznej skali
wb skrajne wartoĂci skali odpowiedzi. Tendencja do udzielania skrajnych
odpowiedzi bywa interpretowana (Baumgartner ib Steenkamp, 2001) jako
brak tolerancji dla wieloznacznoĂci. Moĝna przypuszczaÊ, ĝe jest przejawem sïabiej wyartykuïowanych struktur poznawczych ib jest silniejsza dla
waĝnych, angaĝujÈcych emocjonalnie boděców. Strach przed nietrafnoĂciÈ
moĝe prowadziÊ do udzielania wiÚkszej liczby odpowiedzi Ărodkowych. Opisywane wbliteraturze porównania miÚdzykulturowe preferencji dla udzielania
skrajnych odpowiedzi pokazaïy, ĝe wiÚcej odpowiedzi skrajnych udzielajÈ:
– w USA zarówno Latynosi, jak ibAfroamerykanie niĝ Amerykanie pochodzenia europejskiego (Clarke III, 2000);
– Amerykanie ib Kanadyjczycy niĝ Japoñczycy (Shiomi ib Loo, 1999; Takahashi, Ohara, Antonucci ib Akiyama, 2002);
– Amerykanie niĝ Koreañczycy (Chun, Campbell ibYoo, 1974; Lee ibGreen,
1991);
– Grecy niĝ Wïosi ib Hiszpanie, którzy zb kolei udzielajÈ ich wiÚcej niĝ
Brytyjczycy, Niemcy ibFrancuzi (Van Herk, Poortinga ibVerhallen, 2004);
– Wïosi niĝ Japoñczycy (Wieczorkowska-Wierzbiñska, Wierzbiñski ib Kuěmiñska, 2014).
Skoro stwierdzono istotne róĝnice miÚdzykulturowe, to zadaliĂmy sobie
pytanie, czy wbramach tej samej kultury warto analizowaÊ róĝnice indywidualne.
5.2. Przykïad 2. Preferowanie odpowiedzi skrajnych
Analizie poddano zbiory danych pochodzÈce zb trzech badañ. W badaniach pracowników róĝnych firm, A [N = 111 (78,4 % kobiet) wb wieku
od 21 do 71 lat (M = 37,83; s = 10,42)] ib B [N = 129 (25,6% kobiet)
wb wieku od 25 do 65 lat (M = 37,93; s = 6,96)], analizowano odpowiedzi
na pytania 4 kwestionariuszy wykorzystywanych wb Sondaĝu Stylów AktywnoĂci (JeĂka, 2014): „Style Dziaïania”, „Typy OsobowoĂci”, „Wykonywana
Praca”, „Wymarzona Praca”. W badaniu C (Mieczkowska, 2013) analizowano odpowiedzi uczniów (N = 186) drugiej ib trzeciej klasy gimnazjum
wbdwóch kwestionariuszach: „Emocje Nastolatków”, „Postawy Nastolatków”
– zbiór C1 (Nb =b 186) ib powtórzony pomiar postaw C2 (N = 99).
Dla kaĝdego respondenta policzono liczbÚ wybranych przez niego odpowiedzi skrajnych wb wypeïnianych przez niego kwestionariuszach, skïadajÈcych siÚ zb duĝej liczby pytañ. Skale odpowiedzi róĝniïy siÚb liczbÈ punktów
oraz opisem moĝliwych do wybrania odpowiedzi. JeĂli skala odpowiedzi
miaïa tylko opisane koñce: (1) caïkowicie nieprawdziwe – (6) caïkowicie
prawdziwe, to liczba odpowiedzi skrajnych oznaczaïa, ile razy respondent
zaznaczyï 1 lub 6. JeĂli pytania dotyczyïy podobieñstwa do zachowania osoby
A vs osoby B na skali odpowiedzi opisanej <zazwyczaj jak A>, <czÚĂciej
jak A>, <czÚĂciej jak B>, <zazwyczaj jak B>, <trudno powiedzieÊ>,
to liczba odpowiedzi skrajnych oznaczaïa, ile razy respondent zaznaczyï
<zazwyczaj jak A> lub <zazwyczaj jak B>.
124
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
2
Przykïadowe pytanie
Style
dziaïania
k = 48
w Badaniu A
Czy Twoje zachowanie wbsytuacji opisanej wbpytaniu byïoby bardziej zbliĝone do reakcji osoby A
czy teĝ osoby B.
• Osoba A stara siÚ realizowaÊ wiele celów równoczeĂnie („piec wiele pieczeni przy jednym ogniu”).
Osoba B woli je realizowaÊ pokolei.
3
4
Skala odpowiedzi
•
•
•
•
•
zazwyczaj tak jak A
czÚĂciej tak jak A
czÚĂciej tak jak B
zazwyczaj tak jak B
trudno powiedzieÊ
k = 50
w Badaniu B
Bad. A
Bad. B
M
14,21
18,31
Me
14
18
s
14,21
12,66
min
0
0
max
38
50
0,25
7
8
0,75
20,75
25
A: Prosimy, abyĂ oceniï wbjakim stopniu charakte- A: zb opisanym tylko koñcami:
rystyka opisuje Ciebie.
1 – wb ogóle
• Niektóre osoby lubiÈ podejmowaÊ siÚ funkcji 7 – wb bardzo duĝym stopniu
kierowniczych – nawet jeĂli nie jest to zwiÈzane
ze wzrostem wynagrodzenia.
M
2,89
13,5
Me
2
11
s
2,58
10,5
min
0
0
B: OkreĂl, na ile poniĝsze stwierdzenia sÈ praw- B: zb opisanym tylko koñcami:
dziwe wb odniesieniu do Ciebie.
1 – caïkowicie nieprawdzie
• Wywieranie wpïywu na innych sprawia mi satys- 6 – caïkowicie prawdziwe
fakcjÚ.
max
16
37
0,25
1
6
0,75
4
18
Wykonywana praca
Praca, którÈ wykonujÚ, wymaga:
M
6,03
6,34
k = 37
w badaniu A
• realizacji szczegóïowych procedur
Me
5
5
s
5,08
4,89
Typy
osobowoĂci
k = 20
w badaniu A
k = 37
w badaniu B
k = 30
w badaniu B
•
•
•
•
•
•
•
nigdy
bardzo rzadko
rzadko
czÚsto
bardzo czÚsto
zawsze
trudno powiedzieÊ
min
0
0
max
18
26
0,25
125
0,75
1,25
10
2,5
9,5
1
Liczba pytañ
126
cd. tab. 4
1
2
Wymarzona praca
Czy chciaïbyĂ wykonywaÊ pracÚ, która wymaga:
k = 37
w badaniu A
• realizacji szczegóïowych procedur
Emocje nastolatków
k = 24
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
Postawy nastolatków
•
•
•
•
•
•
•
OkreĂl, jak czÚsto wb ciÈgu ostatniego roku prze- •
ĝywaïeĂ:
•
•
•
• poczucie bezsilnoĂci
•
•
w ĝadnym wypadku
bardzo niechÚtnie
raczej niechÚtnie
ani chÚtnie, ani niechÚtnie
raczej chÚtnie
bardzo chÚtnie
z najwiÚkszÈ przyjemnoĂciÈ
bardzo czÚsto lub zawsze
czÚsto
czasami
rzadko
bardzo rzadko lub nigdy
? – nie myĂlÚ wb tych kategoriach
CzÚsto robiÚ to, czego oczekujÈ ode mnie rodzice, • caïkowicie nieprawdziwe lub caïab nie to, czego sam chcÚ
kowicie siÚ nie zgadzam
k = 28
• nieprawdziwe lub nie zgadzam siÚ
• prawdziwe lub zgadzam siÚ
C1: N = 185
• caïkowicie prawdziwe lub caïkoC2: powtórzony pomiar po
wicie siÚ zgadzam
manipulacji eksperymental• ? – trudno powiedzieÊ (nie mogÚ
nej po dwóch tygodniach
okreĂliÊ)
(N=99)
4
M
Me
s
min
max
0,25
0,75
9,53
4,1
9
2
5,36
5,6
0
0
25
30
5
0
12,75
5,5
Bad. C1 Bad. C2
M
6,37
Me
6
s
3,81
min
0
max 19
0,25
4
0,75
9
M
9,76
8,38
Me
9
8
s
5,0
4,92
min
0
0
max 25
22
0,25
6
5
0,75 12
12
Legenda: kolumna 1. – nazwa kwestionariusza wraz zb liczbÈ pytañ (k) wb danym badaniu; kolumna 2. – przykïadowe pytanie pochodzÈce zb danego kwestionariusza;
kolumna 3. – bskala odpowiedzi; kolumna 4. – charakterystyki dotyczÈce liczby odpowiedzi skrajnych wbdanym kwestionariuszu (Ărednia, mediana, odchylenie standardowe,
wartoĂci minimalne ib maksymalne oraz pierwszy ib trzeci kwartyl) dla poszczególnych grup badawczych: A, B oraz C1 ib C2 (powtórzony pomiar).
Tab. 4. Wyniki przeprowadzonych porównañ liczby odpowiedzi skrajnych dla trzech badanych prób. ½ródïo: opracowanie wïasne.
k = 30
w badaniu B
3
W tabeli 4 podano nazwÚ kwestionariusza wraz zbliczbÈ pytañ wbdanym
kwestionariuszu (kolumna 1.), przykïadowe pytanie (kolumna 2.) oraz opis
skali odpowiedzi (kolumna 3.). Kolumna 4. prezentuje charakterystyki dotyczÈce rozkïadu liczby odpowiedzi skrajnych wybieranych przez respondenta
(Ărednia, mediana, odchylenie standardowe, wartoĂci minimalne ib maksymalne oraz pierwszy ib trzeci kwartyl).
Jak widaÊ wb tabeli 4, wb kaĝdej zb wykorzystywanych technik byïy osoby,
które ani razu nie wybraïy skrajnej wartoĂci na skali odpowiedzi, ale takĝe
takie, które zaznaczaïy wartoĂci skrajne bardzo czÚsto – wb badaniu B przy
trzech kwestionariuszach (Style dziaïania, Typy osobowoĂci, Wymarzona
praca) znalazïy siÚ osoby, które wykorzystaïy maksymalnÈ moĝliwÈ liczbÚ
odpowiedzi skrajnych (odpowiednio: 50, 37 ib 30).
W kolejnym kroku policzono wspóïczynniki korelacji dla liczby zaznaczonych odpowiedzi skrajnych wb róĝnych kwestionariuszach przez tych
samych badanych. Jak zaprezentowano wb tabelach 5 ib 6, wszystkie korelacje sÈ dodatnie – jedynie trzy zb 15 wspóïczynników korelacji nie osiÈgnÚïy
progu istotnoĂci statystycznej (r = 0,186, p = 0,066; r = 0,148, p = 0,09;
rb =b 0,115, p = 0,19).
Wykonywana praca
Typy osobowoĂci
Wykonywana praca
Wymarzona praca
*
p = 0,05;
**
p = 0,01;
Wymarzona praca
Style aktywnoĂci
A
r = 0,504***
A
r = 0,307**
A
r = 0,369***
B
r = 0,148
B
r = 0,299**
B
r = 0,207*
A
A
r = 0,476***
A
r = 0,310**
B
B
r = 0,633***
B
r = 0,115
A
A
A
r = 0,227*
B
B
B
r = 0,219*
***
p = 0,001.
Tab. 5. Wspóïczynniki korelacji pomiÚdzy liczbÈ odpowiedzi skrajnych wbróĝnych kwestionariuszach wb badaniach pracowników: A (N = 108) ib B (N = 129). ½ródïo: opracowanie
wïasne.
W badaniu C, mimo iĝ pod wpïywem manipulacji eksperymentalnej
(gimnazjaliĂci oglÈdali film wpïywajÈcy na postawy) zmniejszyïa siÚ istotnie
(tb =b 3,23, df = 97, p = 0,002) liczba odpowiedzi skrajnych przy powtórzonym pomiarze postaw (M1 = 9,83, s1 = 5,06 vs M2 = 8,37, s2 = 4,94),
liczba wybranych odpowiedzi skrajnych wbobu pomiarach byïa bardzo wysoko
skorelowana (r = 0,61, zob. tabela 6).
Istotne dodatnie wspóïczynniki korelacji miÚdzy liczbÈ odpowiedzi skrajnych wybieranych przez respondenta wb róĝnych wypeïnianych przez niego
kwestionariuszach zb odmiennie opisanÈ skalÈ odpowiedzi moĝna pokazaÊ
127
(pomiar 1 – badanie C1, (pomiar 2 – badanie C2,
N = 186)
N = 99)
r = 0,366***
Emocje nastolatków
Postawy nastolatków (pomiar 1)
***
p = 0,001;
r = 0,186+
r = 0,608***
+ tendencja statystyczna.
Tab. 6. Wspóïczynniki korelacji pomiÚdzy liczbÈ odpowiedzi skrajnych wbróĝnych kwestionariuszach wb badaniach C1 ib C2. ½ródïo: opracowanie wïasne.
takĝe wbinnych nie przedstawianych tutaj badaniach. Oznacza to, ĝe preferencjÚ do wybierania skrajnych wartoĂci na skali odpowiedzi moĝna traktowaÊ
jako cechÚ respondenta.
5.3. Przykïad 3. Preferencje badanych wb odniesieniu do typu skali
odpowiedzi
Przykïad 1. zilustrowaï doĂÊ oczywisty wniosek – badani muszÈ (i to robiÈ)
dostosowaÊ swoje opinie do dostarczonej przez badacza skali odpowiedzi.
Co by siÚ staïo, gdyby mogli wybieraÊ?
Sytuacja doĂÊ abstrakcyjna (niezdarzajÈca siÚ wbbadaniach), ale takiebpytanie
mogliĂmy zadaÊ studentom rozumiejÈcym problem, bo uczestniczÈcym
wbkursie metodologicznym. Ich zadaniem byïo porangowanie 6 skalb(zob.btabelab 7) od najbardziej (ranga = 1) do najmniej preferowanej (ranga = 6).
8p
[8-punktowa]
7p
6p
5p
3p
2p
[7-punktowa] [6-punktowa] [5-punktowa] [3-punktowa] [2-punktowa]
zdecydowanie NIE
NIE
raczej NIE
ani TAK, ani NIE
raczej TAK
TAK
zdecydowanie TAK
? trudno powiedzieÊ
Tab. 7. Opcje dostÚpne na skalach odpowiedzi (szare pola oznaczajÈ opcje niedostÚpne).
½ródïo: opracowanie wïasne.
SkalÚ 8-punktowÈ, zbodpowiedziÈ ĂrodkowÈ ibdostÚpnÈ odpowiedziÈ TP,
jako najbardziej preferowanÈ wybraïo 29 osób (34,9%), jako najmniej preferowanÈ wybraïy jÈ 22 osoby (26,5%). SkalÚ 2-punktowÈ (TAK, NIE) jako
najbardziej preferowanÈ wybraïo 13 osób (15,7%), za najmniej preferowanÈ
128
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
uznaïo jÈ 40 osób (48,2%). WidaÊ, ĝe nawet wb tak homogenicznej próbie,
jakÈ sÈ studenci UW uczestniczÈcy wbkursie internetowym, wystÚpujÈ róĝne
preferencje.
Za pomocÈ analizy skupieñ porzÈdków rangowych 6 typów skal odpowiedzi, metodÈ k-Ărednich wyodrÚbniono – zb59 osób, które wykonaïy to zadanie
– dwie grupy róĝniÈce siÚ preferencjami. Centroid dla grupy 1.b (okreĂlony
na rysunku 1 jako „krótkie”, N = 26) pokazuje, ĝe najbardziej preferowane
sÈ skale 3- ib5-punktowe (ranga = 2), potem 2-punktowa, najmniej preferowana jest skala 8-punktowa (ranga = 5). Centroid dla grupy 2. (okreĂlony
na rysunku 1 jako „dïugie”, N = 33) wskazuje na preferowanie skal dïugich
(8- ib 7-punktowych, ranga = 2) ib awersjÚ do skal krótkich (ranga = 6 dla
skali 2-punktowej).
6
5
4
krótkie
3
długie
2
1
skala 8p
skala 7p
skala 6p
skala 5p
skala 3p
skala 2p
Rys. 1. Wyniki analizy skupieñ porzÈdków rangowych 6 typów skal. ½ródïo: opracowanie
wïasne.
Ci sami badani parÚ tygodni póěniej wypeïniali skalÚ samooceny Rosenberga (Laguna, Lachowicz-Tabaczek ib Dzwonkowska, 2007) wb wersji pojedynczych itemów ibwbwersji wyboru miÚdzy dwoma opisami (zob. tabela 8).
Dla kaĝdej osoby zostaïa policzona liczba odpowiedzi skrajnych dla obu
technik pomiaru samooceny. W przypadku samooceny skrajne odpowiedzi sÈ
wybierane obwiele czÚĂciej wbprzypadku „zdañ pozytywnych” („Mam do siebie
pozytywny stosunek”) niĝ negatywnych („CzujÚ, ĝe mam maïo powodów do
dumy zbsiebie”), wiÚc jest to przypadek techniki, wbktórej liczba odpowiedzi
skrajnych koreluje ze ĂredniÈ, która zb kolei koreluje zb pïciÈ respondenta.
Wb wielu badaniach stwierdza siÚ bowiem podwyĝszonÈ wb stosunku do mÚĝczyzn depresyjnoĂÊ kobiet (np. Kessler, 2003). Dlatego hipotezÚ, mówiÈcÈ,
ĝe osoby preferujÈce skale dïuĝsze wybierajÈ mniej skrajnych odpowiedzi niĝ
osoby preferujÈce skale krótsze testowaliĂmy, kontrolujÈc pïeÊ.
W przypadku obu technik efekt preferencji okazaï siÚ istotny
(F(1,55) = 6,0; p < 0,05; eta2 = 0,098 dla techniki 10-itemowej; F(1,55) = 7,2;
p < 0,05; eta2 = 0,116 dla techniki 5-itemowej). PreferujÈcy krótsze skale
wybrali istotnie mniej odpowiedzi skrajnych na skali 5- ib 10-itemowej
(M1 = 2,54, M2 = 3,11) niĝ preferujÈcy skale dïuĝsze (M1 = 1,51; M2 = 2,12).
129
10 itemów
5 itemów
Skala odpowiedzi: zdecydowanie nie zgadzam
siÚ; nie zgadzam siÚ; zgadzam siÚ; zdecydowanie zgadzam siÚ; ? trudno powiedzieÊ,
nie mam zdania
Skala odpowiedzi: [A] Tak jak osoba A;
[rA] Raczej jak osoba A; [rB] Raczej jak
osoba B; [B] Tak jak osoba B; [?] trudno
powiedzieÊ
1. W sumie skïonny jestem sÈdziÊ, ĝe mar- 1. Osoba A skïonna jest sadziÊ, ĝe marnie
nie mi wb ĝyciu idzie
jej wb ĝyciu idzie. Osoba B uwaĝa, ĝe
potrafi radziÊ sobie równie dobrze, jak
2. PotrafiÚ radziÊ sobie równie dobrze, jak
wiÚkszoĂÊ innych ludzi
wiÚkszoĂÊ innych ludzi
3. Mam do siebie pozytywny stosunek
4. CzujÚ, ĝe mam maïo powodów do dumy
zb siebie
2. Osoba A ma do siebie pozytywny stosunek. Osoba B czuje, ĝe ma maïo powodów do dumy zb siebie
5. CzujÚ, ĝe jestem osobÈ wartoĂciowÈ, 3. Osoba A uwaĝa, ĝe jest osobÈ wartoprzynajmniej na równi zb innymi
ĂciowÈ, przynajmniej na równi zbinnymi.
Osoba B czasami czujÚ siÚ kompletnie
6. Czasami czujÚ siÚ kompletnie bezuĝybezuĝyteczna
teczny
7. Niekiedy myĂlÚ, ĝe jestem do niczego 4. Osoba A niekiedy myĂli, ĝe jest do niczego. Osoba B uwaĝa, ĝe ma wiele dobrych
8. Mam wiele dobrych cech
cech
9. Chciaïbym mieÊ wiÚcej szacunku dla
5. Osoba A chciaïaby mieÊ wiÚcej szacunsamego siebie
ku dla samego siebie. Osoba B, ogólnie
10. Ogólnie rzecz biorÈc, jestem zb siebie
rzecz biorÈc, jest zb siebie zadowolona
zadowolony
Tab. 8. Pytania ze skali samooceny 10- ib 5-itemowej. ½ródïo: opracowanie wïasne.
Wniosek – istnienie róĝnic indywidualnych wbpreferencjach co do dïugoĂci
skali (subtelnoĂci róĝnicowania) powoduje, ĝe trudno opowiedzieÊ na pytanie, jaka dïugoĂÊ skali odpowiedzi jest optymalna, poniewaĝ zawsze dïuĝsze
skale mogÈ byÊ „skracane” przez transformacjÚ dokonujÈcÈ siÚ wbumysïach
badanych. Skoro dïugie skale mogÈ byÊ „skracane”, ab krótkie nie mogÈ
zostaÊ wydïuĝane, nastÚpne badanie miaïo za zadanie porównanie wyników
pomiaru uzyskanych za pomocÈ skal 3- ib 5- punktowych.
5.4. Przykïad 4. Czy lepsze sÈ skale piÚciopunktowe czy trzypunktowe?
Jak cytowaliĂmy we wprowadzeniu, wb literaturze pojawia siÚ rekomendacja, ĝe jeĝeli interesujemy siÚ Ărednimi dla grup respondentów, skale
dwu-, trzypunktowe sÈ wystarczajÈce. Jeĝeli interesujÈ nas natomiast wyniki
pojedynczych osób, skale powinny byÊ piÚcio-, siedmiopunktowe. W celu
sprawdzenia skutków zastosowania róĝnych typów skali odpowiedzi, przeprowadzono analizy dotyczÈce konstrukcji wskaěnika jednego zbwymiarów Stylu
AktywnoĂci – preferencji dla symultanicznego vs sekwencyjnego wykonywania
zadañ (Wieczorkowska, 1998). Do pomiaru wykorzystuje siÚ odpowiedzi na
130
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
cztery pytania (zob. tabela 9). Osoba preferujÈca wykonywanie zadañ po
kolei jest opisana wb dwóch pytaniach jako A, wb dwóch jako B.
Porównywano wyniki uzyskane wb badaniach 108 studentów psychologii (SW), którzy wb ciÈgu miesiÈca odpowiadali na pytania dwukrotnie, za
pomocÈ dwóch róĝnych skal odpowiedzi:
– raz, korzystajÈc ze skali piÚciopunktowej (<tak jak A>, <raczej tak
jak A>, <raczej tak jak B>, <tak jak B>, <trudno powiedzieÊ>) –
grupab SW5,
– drugi raz, korzystajÈc ze skali trzypunktowej (<tak jak A>, <tak jak
B>, <trudno powiedzieÊ>) – grupa SW3.
W tabeli 9 przedstawiono procenty osób wybierajÈcych poszczególne
odpowiedzi na dane pytanie, po przekodowaniu odpowiedzi <trudno powieSW5 SW5Æ3 SW3
A
25,0
1. Osoba A denerwuje siÚ, gdy musi jednoczeĂnie myĂleÊ rA 20,4
ob kilku róĝnych sprawach. Osoba B stara siÚ mieÊ
TP 5,6
kilka rzeczy rozpoczÚtych równoczeĂnie, aby „przerB 32,4
rzucaÊ siÚ” zb jednej na drugÈ
B
16,7
A
18,5
2. Osoba A stara siÚ realizowaÊ wiele celów równoczeĂnie rA 38,0
(„piec wiele pieczeni przy jednym ogniu”). Osoba B TP 0,9
woli je realizowaÊ po kolei
rB 23,1
B
19,4
A
12,0
3. Osoba A nie lubi mieÊ rozpoczÚtych kilku zadañ. rA 22,2
Osoba B czÚsto przerywa pracÚ, zajmujÈc siÚ wbprze- TP 3,7
rwach innym zadaniem
rB 38,9
B
23,1
A
18,5
4. Gdy róĝne zadania konkurujÈ ze sobÈ co do waĝno- rA 40,7
Ăci, osoba A stara siÚ wb jakiĂ sposób realizowaÊ je
TP 1,9
równoczeĂnie. Osoba B lubi koncentrowaÊ siÚ tylko
rB 25,0
na jednym zadaniu jednoczeĂnie
B
13,9
45,4
5,6
48,1
A
4,6 TP
49,1
47,2
B
56,5
54,6
A
0,9
3,7 TP
42,5
41,7
B
34,2
39,8
A
3,7
6,5 TP
62,0
53,7
B
59,2
56,5
A
1,9
38,9
Legenda:
A – <tak jak A>, rA – <raczej A>, rB – <raczej B>, B – <tak jak B>,
powiedzieÊ>,
SW5Æ3 – poïÈczone odpowiedzi A ib rA oraz B ib rB,
SW5 – pierwszy pomiar zb wykorzystaniem skali 5-punktowej,
SW3 – drugi pomiar zb wykorzystaniem skali 3-punktowej.
5,6 TP
38,0
B
TP – <Trudno
Tab. 9. Procenty osób wybierajÈcych poszczególne punkty na skali piÚcio- oraz trzypunktowej. ½ródïo: opracowanie wïasne.
131
dzieÊ> na Ărodek skali. W kolumnie oznaczonej jako (i) SW5 pokazano
wyniki dla 5-punktowej skali; (ii) SW3 pokazano wyniki dla 3-punktowej skali; (iii) SW5Æ3 wyniki po poïÈczeniu procentów odpowiedzi skrajnych zb odpowiedziami „raczej” (<A + raczej A> oraz <B +
raczej B>).
Porównanie rozkïadów odpowiedzi ze skali 5- ib 3-punktowej pokazuje,
ĝe ograniczenie liczby odpowiedzi do trzech spowodowaïo wzrostb liczby
odpowiedzi <trudno powiedzieÊ> wb trzech ostatnich pytaniach.
6. Budowanie wskaěnika symultanicznoĂci
Tak jak wb innych badaniach Sondaĝu Stylów AktywnoĂci (np. Wieczorkowska-Wierzbiñska, 2014), odpowiedzi na przytoczone cztery pytania tworzÈ
jeden czynnik. NajwiÚkszy procent wariancji wyjaĂnianej przez czynnik oraz
najwyĝszÈ alfÚ Cronbacha (zob. tabela 10) uzyskano wbprzypadku, gdy badani
posïugiwali siÚ 3-punktowÈ skalÈ odpowiedzi. W tabeli 10 przedstawione sÈ
równieĝ inne charakterystyki poszczególnych skal: Ărednia, mediana, odchylenie standardowe, skoĂnoĂÊ oraz kurtoza.
% wariancji alfa Cronbacha
M
s
Me skoĂnoĂÊ kurtoza
SW5 (5b punktów)
66,29
0,83
2,82 1,16
2,5
0,390
–0,960
SW5Æ3
65,07
0,82
1,84 0,78
1,5
0,387
–1,435
SW3 (3b punkty)
77,00
0,90
1,89 0,85 1,63
0,270
–1,660
Tab. 10. Charakterystyki opisujÈce poszczególne typy skal. ½ródïo: opracowanie wïasne.
Celem zadawania pytañ jest zbudowanie wskaěnika zmiennej (w tym
przypadku symultanicznoĂci), naleĝy wiÚc zastanowiÊ siÚ, jak liczba punktów
na skali odpowiedzi wpïywa na ksztaït jego rozkïadu. Jak widaÊ na wykresach
(rysunek 2), wb rozkïadzie wskaěnika sekwencyjnoĂci zbudowanym zb odpowiedzi na skali 5-punktowej najczÚĂciej wystÚpujÈ wartoĂci Ărodkowe (wynik
2 lub mniej niĝ 2,75 otrzymuje 37,9% osób), ab nie skrajne. Gdy wskaěnik
jest zbudowany zbodpowiedzi na skali 3-punktowej, najczÚĂciej wystÚpujÈce
wartoĂci to 1 (36,1% osób) ib3 (29,6% osób). Rozkïad sekwencyjnoĂci, który
wtedy otrzymujemy, daleki jest od rozkïadu normalnego, ab zbliĝony do
bimodalnego. Kiedy zrekodujemy wartoĂci skali odpowiedzi zb5 do 3, podobnie jak wb przypadku skali 3-punktowej, najwiÚcej osób badanych znajduje
siÚ na krañcach rozkïadu (31,5 % ib 21,3%), ale takĝe czÚste sÈ wyniki 1,5
(19,4% osób) ib2,5 (12% osób). ChoÊ przedstawiliĂmy analizy, ograniczajÈc
siÚ jedynie do jednego wymiaru stylów dziaïania, to analogiczne zaleĝnoĂci
(dwumodalnoĂÊ rozkïadu wskaěników zbudowanych zb wartoĂci na 3-punktowej skali odpowiedzi vs „normalnoĂÊ” rozkïadu wskaěników zbudowanych
132
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
zb wartoĂci na 5-punktowej skali odpowiedzi) stwierdzono dla pozostaïych
8 wymiarów.
W naukach spoïecznych od dawna trwa dyskusja nad charakterem róĝnych cech. Czy pracownicy dzielÈ siÚ na ekstrawertyków ib introwertyków,
dziaïajÈcych sekwencyjnie vs symultaniczne itp.? JeĂli tak, to rozkïad ekstrawersji czy sekwencyjnoĂci powinien byÊ zbliĝony do bimodalnego. A moĝe
rozkïad ekstrawersji czy sekwencyjnoĂci jest zbliĝony do normalnego, gdzie
wiÚkszoĂÊ populacji lokuje siÚ wbĂrodku wymiaru? Przedstawiony wyĝej przykïad pokazuje, ĝe odpowiedě na to pytanie zaleĝy od pomiaru, abkonkretnie
od uĝytej wbbadaniach skali odpowiedzi. Im wiÚksza liczba punktów na skali
odpowiedzi, tym wiÚksza szansa, ĝe otrzymany rozkïad wskaěnika zbudowanego zb wielu pytañ bÚdzie zbliĝaï siÚ do rozkïadu normalnego.
5-punktowa
skala odpowiedzi
zrekodowana do 3 wartoĂci
5-punktowa
skala odpowiedzi
Częstość
3-punktowa
skala odpowiedzi
Częstość
Częstość
16
40
40
14
35
35
12
30
30
10
25
25
8
20
20
6
15
15
4
10
10
2
5
5
0
0
1
1,5
2
2,5
3
3,5
4
4,5
5
0
1 1,25 1,5 1,75 2 2,25 2,5 2,75 3
1 1,25 1,5 1,75 2 2,25 2,5 2,75 3
Rys. 2. Rozkïady wskaěnika sekwencyjnoĂci zbudowanego zbodpowiedzi na skalach obróĝnej
liczbie punktów. ½ródïo: opracowanie wïasne.
SïaboĂciÈ opisanego porównania jest to, ĝe wb badaniu nie rotowano
kolejnoĂci typów skal odpowiedzi. Wszyscy uczestnicy najpierw odpowiadali
za pomocÈ skali 5-punktowej, ab po miesiÈcu 3-punktowej. W nastÚpnych
badaniach naleĝaïoby rotowaÊ kolejnoĂÊ, poniewaĝ nie moĝna wykluczyÊ, ĝe
zmieniïaby siÚ liczba odpowiedzi <raczej A>, <raczej B>, ale nie ma to
wpïywu na konkluzjÚ, ĝe pozwalajÈc na wiÚksze róĝnicowanie odpowiedzi
na poszczególne pytania wpïywamy na ksztaït rozkïadu wskaěnika zb nich
zbudowanego, który ma znaczenie dla dalszych analiz. Liczenie wspóïczynników korelacji Pearsona wymaga zaïoĝenia, ĝe rozkïady zmiennych sÈ normalne, wiÚc jeĂli naszym celem jest testowanie zaleĝnoĂci miÚdzy zmiennymi
(operacjonalizowanymi przez zbudowane wskaěniki) lepszÈ skalÈ odpowiedzi jest skala 5-punktowa. JeĂli natomiast chcemy wyróĝniÊ grupy skrajne,
wb przypadku analizowanych pytañ ïatwiej jest to zrobiÊ przy wskaěnikach
zbudowanych zb odpowiedzi na skali 3-punktowej.
133
7. Podsumowanie
Decyzje dotyczÈce wyboru skali odpowiedzi czÚsto podejmowane przez
badaczy bezrefleksyjnie majÈ istotne konsekwencje, poniewaĝ respondent
musi transponowaÊ swojÈ „prywatnÈ” skalÚ do róĝnicowania wbdostarczonÈ
przez badacza. Ta transpozycja wyznacza jego styl odpowiadania na pytania (response style), który moĝe byÊ uniwersalny, tzn. wb niewielkim stopniu zaleĝny od tego, jaki obiekt jest aktualnie oceniany. PokazaliĂmy, ĝe
respondenci majÈ zróĝnicowane preferencje do dïugoĂci skali odpowiedzi
(niektórzy preferujÈ skale krótkie {TAK, NIE}, inni wolÈ wielopunktowe).
Bez wzglÚdu na to, jak dïuga jest skala odpowiedzi, respondent moĝe wykorzystywaÊ wbswoich odpowiedziach – jeĂli taka jego wola – tylko odpowiedzi
skrajne. PokazaliĂmy wb trzech badaniach, ĝe liczby odpowiedzi skrajnych
uĝytych wbróĝnych technikach pomiarowych korelujÈ wysoko dodatnio miÚdzy sobÈ, wiÚc preferencjÚ odpowiedzi skrajnych moĝna uznaÊ za cechÚ
stylu odpowiadania respondenta.
W artykule przedstawiliĂmy teĝ argumenty przemawiajÈce za nastÚpujÈcymi tezami:
– Wskaěniki zbudowane zbodpowiedzi na skalach szacunkowych mogÈ byÊ
traktowane jako zmienne iloĂciowe.
– Naleĝy unikaÊ odpowiedzi Ărodkowej na skali odpowiedzi, pozwalajÈc
jednak na udzielenie odpowiedzi beztreĂciowej.
– Odpowiedzi beztreĂciowe (nie wiem, nie mam zdania) powinny siÚ pojawiaÊ na koñcu skali, ab nie wb Ărodku.
– Ksztaït rozkïadu wskaěnika zbudowanego zb odpowiedzi na wiele pytañ
zaleĝy od liczby punktów na skali odpowiedzi.
Nie mamy wÈtpliwoĂci, ĝe konsekwencje wyboru typu skali odpowiedzi
powinny byÊ przedmiotem dalszych badañ.
Przypisy
1
Moĝna byïoby oczekiwaÊ, ĝe jest to istotnie zwiÈzane zbwiekiem (dotyczy mïodszych
badanych), ale okazaïo siÚ (Wierzbiñski, 2009), ĝe grupa udzielajÈca odpowiedzi
beztreĂciowej na te pytania byïa istotnie starsza od reszty. W pytaniu ob„SolidarnoĂÊ”
Ăredni wiek grupy uchylajÈcej siÚ od odpowiedzi wyniósï M = 49,12 (s = 19,72,
N = 624) ib byï istotnie wyĝszy od wieku pozostaïych, dla których Ărednia wynosiïa
M = 45,83 (s = 16,14, N = 5362). Grupa uchylajÈca siÚ od odpowiedzi charakteryzowaïa siÚ takĝe istotnie wiÚkszÈ wariancjÈ wieku. W pytaniu ob OPZZ Ăredni
wiek grupy uchylajÈcej siÚ od odpowiedzi wyniósï M = 48,1 (s = 18,98, N = 998)
ib byï istotnie wyĝszy od wieku pozostaïych, dla których Ărednia wynosiïa M = 45,79
(s = 16,0, N = 4984). Grupa uchylajÈca siÚ od odpowiedzi charakteryzowaïa siÚ
takĝe istotnie wiÚkszÈ wariancjÈ wieku.
134
DOI 10.7172/1644-9584.45.8
Bibliografia
Baumgartner, H. ib Steenkamp, J.M. (2001). Response Styles in Marketing Research:
Ab Cross-National Investigation. Journal Of Marketing Research, 38 (2), 143–156.
Benson, P. (1971). How Many Scales and How Many Categories Shall We Use in Consumer Research? A Comment. The Journal of Marketing, 35 (4), 59–61.
Brzeziñska, A. ib Brzeziñski, J. (2004). Skale szacunkowe wb badaniach diagnostycznych.
W:bJ. Brzeziñski (red.), Metodologia badañ psychologicznych. Wybór tekstów. Warszawa:
Wydawnictwo Naukowe PWN.
Cichomski, B., Jerzyñski, T. ibZieliñski, M. (2010). Polskie Generalne Sondaĝe Spoïeczne:
struktura skumulowanych wyników badañ 1992–2010. Warszawa: Instytut Studiów
Spoïecznych, Uniwersytet Warszawski. [Baza danych ibdokumentacja metodologiczna
dostÚpne takĝe na stronach: http://www.iss.uw.edu.pl; http://pgss.iss.uw.edu.pl oraz na
stronie Archiwum Danych Spoïecznych (ADS): http://ads.org.pl].
Chun, K.-T., Campbell, J.B. ibYoo, J.H. (1974). Extreme Response Style in Crosscultural
Research. Journal of Cross-Cultural Psychology, 5 (4), 465–480.
Clarke III, I. (2000). Extreme Response Style in Cross-Cultural Research: An Empirical
Investigation. Journal of Social Behavior & Personality, 15 (1), 137–152.
Green, P.E. ib Rao, V.R. (1970). Rating Scales and Information Recovery. How Many
Scales and Response Categories to Use. Journal of Marketing, 34 (July), 33–39.
Harzing, A. (2006). Response Styles in Cross-national Survey Research. International
Journal of Cross Cultural Management, 6 (2), 243–266.
Kaden, R.J. (2008). Badania marketingowe. Warszawa: Polskie Wydawnictwo Ekonomiczne.
Kessler, R.C. (2003). Epidemiology of Women and Depression. Journal of Affective Dostorders, 74 (1), 5–13.
Krosnick, J.A., Holbrook, A.L., Berent, M.K., Carson, R.T., Hanemann, W.M., Kopp,
R.J., Mitchell, R.C., Presser, S., Ruud, P.A., Smith, V.K., Moody, W.R., Green, M.C.
ib Conaway, M. (2002). The Impact of “No Opinion” Response Options on Data
Quality: Non-Attitude Reduction or an Invitation to Satisfice? The Public Opinion
Quarterly, 66 (3), 371–403.
Laguna, M., Lachowicz-Tabaczek, K. ib Dzwonkowska, I. (2007). Skala samooceny SES
Morrisa Rosenberga – polska adaptacja metody. Psychologia Spoïeczna, 2 (4), 164–176.
Lee, C. ib Green, R.T. (1991). Cross-Cultural Examination of the Fishbein Behavioral
Intentions Model. Journal of International Business Studies, 22 (2), 289–305.
Lehmann, R. ibHulbert, J. (1972). Are Three-point Scales Always Good Enough? Journal
of Marketing Research, 9 (November), 444–446.
Mieczkowska, E. (2013). Wpïyw perspektywy przyjmowanej podczas oglÈdania filmu na
przeĝywane emocje ibpostawy rodzinne nastolatków. Niepublikowana praca magisterska,
Szkoïa Wyĝsza Psychologii Spoïecznej, Warszawa.
Peterson, B.L. (1985). Confidence: Categories and Confusion. GSS Methodological
Reports #31.ISR.
Shank, D.R. (1985). Continuous Monitoring of Human Contingency Judgment across
Trials. Memory & Cognition, 13, 158–176.
Shiomi, K. ib Loo, R. (1999). Cross-cultural Response Styles on the Kirton AdaptationInnovation Inventory. Social Behavior and Personality, 27 (4), 413–420.
Strelau, J. (2004). OsobowoĂÊ jako zespóï cech. W: J. Strelau (red.), Psychologia. PodrÚcznik akademicki. Psychologia ogólna (t. 2, s. 525–560). Gdañsk: Gdañskie Wydawnictwo Psychologiczne.
Suïek, A. (2001). Sondaĝ polski. Warszawa: IFIS PAN.
Suïek, A. (2002). Ogród metodologii socjologicznej. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe
Scholar.
Takahashi, K., Ohara, N., Antonucci, T.C. ib Akiyama, H. (2002). Commonalities and
Differences in Close Relationships among the Americans and Japanese: A Compari-
135
son by the Individualism/Collectivism Concept. International Journal of Behavioral
Development, 26 (5), 453–465.
Van Herk, H., Poortinga, Y.H. ibVerhallen, T.M. (2004). Response Styles in Rating Scales:
Evidence of Method Bias in Data From Six EU Countries. Journal of Cross-Cultural
Psychology, 35 (3), 346–360.
Wasserman, E.A. ibShaklee, H. (1984). Judging Response-Outcome Relation: The Role
of Response-Outcome Contingency, Outcome Probability, and Method of Information Presentation. Memory & Cognition, 3, 270–286.
Wieczorkowska-Siarkiewicz, G. (1992). Punktowe ib przedziaïowe reprezentacje celu. Warszawa: OWWP.
Wieczorkowska-Nejtardt, G. (1998). Inteligencja Motywacyjna. MÈdre strategie wyboru
celu i sposobu dziaïania. Warszawa: Wydawnictwa Instytutu Studiów Spoïecznych.
Wieczorkowska-Wierzbiñska, G. (2014). Diagnoza psychologiczna predyspozycji pracowników. Problemy ZarzÈdzania, 12 (1).
Wieczorkowska, G. ib Wierzbiñski, J. (2011). Statystyka: od teorii do praktyki. Warszawa:
Wydawnictwo Naukowe Scholar.
Wieczorkowska-Wierzbiñska, G., Wierzbiñski, J. ibKuěmiñska, A. (2014). PorównywalnoĂÊ
danych sondaĝowych zebranych wbróĝnych krajach. Psychologia Spoïeczna, (w druku).
Wieczorkowska, G., Wierzbiñski, J. ib Siarkiewicz, M. (2009). Wybrane problemy metodologiczne analitycznych badañ sondaĝowych. W: M. Zahorska ibE. Nasalska (red.).
WartoĂci – polityka – spoïeczeñstwo. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe Scholar.
Wierzbiñski J. (2007). Wykorzystanie wïasnoĂci funkcji wartoĂci subiektywnej do przewidywania dynamiki zachowañ celowych. W: K. Winkowska-Nowak, A, Nowak
ibA.bRychwalska (red), Modelowanie matematyczne ibsymulacje komputerowe wbnaukach
spoïecznych. Warszawa: Wydawnictwo Academica Szkoïy Wyĝszej Psychologii Spoïecznej.
Wierzbiñski, J. (2009). Badanie zaufania do organizacji: problemy metodologiczne. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe Wydziaïu ZarzÈdzania UW.
136
DOI 10.7172/1644-9584.45.8

Konsekwencje wyboru typu skali odpowiedzi wbbadaniach

Transkrypt

Podobne dokumenty

ANKIETA MOTYWACYJNA do projektu pt. „Akademia umiejętności

Temat wielkanocny Lubię spędzać czas z rodziną

TRIM-18 (McCullough, Root, Cohen, 2006)

ZAŁĄCZNIK DO UMOWY AGENCYJNEJ

Żegnaj szkoło! W dniu 25 czerwca 2010 roku po raz ostatni przed

Strategia rozwoju firmy Poniższy test w szybki sposób pozwala

Ciało - PTBRiO

my rodzice - pucharki.pl

ZA4811 Flash Eurobarometer 227 - GESIS

Skala Wiary w Grę o Sumie Zerowej