pełny tekst
Transkrypt
pełny tekst
PRZEGL 59:135145 Trafnoæ i rzetelnoæ Skali Wsparcia Spo³ecznego Nr 1 EPIDEMIOL 2005; 135 Piotr Brzyski, Tomasz Knurowski, Beata Tobiasz-Adamczyk TRAFNOÆ I RZETELNOÆ SKALI WSPARCIA SPO£ECZNEGO SSL12-I W POPULACJI OSÓB STARSZYCH WIEKIEM W POLSCE Zak³ad Socjologii Medycyny Katedra Epidemiologii i Medycyny Zapobiegawczej Uniwersytet Jagielloñski Collegium Medicum Kierownik Katedry: Beata Tobiasz-Adamczyk W pracy omówiono trafnoæ i rzetelnoæ skali Social Support List 12 Interactions (SSL12-I) i jej przydatnoæ dla oceny w warunkach polskich wsparcia spo³ecznego otrzymywanego przez osoby w podesz³ym wieku. Ocenê trafnoci teoretycznej testu dokonano za pomoc¹ eksploracyjnej analizy czynnikowej metod¹ g³ównych sk³adowych oraz konfirmacyjnej analizy czynnikowej. Rzetelnoæ testu okrelono poprzez zbadanie wewnêtrznej spójnoci testu i analizê wartoci wspó³czynnika alpha Cronbacha. S³owa kluczowe: trafnoæ, rzetelnoæ, skala wsparcia spo³ecznego, osoby w podesz³ym wieku Key words: validity, reliability, social support scale, elderly WSTÊP Pojêcie zdrowia spo³ecznego lub spo³ecznego wymiaru zdrowia, wchodz¹cego integralnie w sk³ad definicji zdrowia opracowanej przez WHO, bywa w ró¿ny sposób definiowane i interpretowane. Najczêciej jednak wymiar ten odnosi siê do zakresu interakcji spo³ecznych i wynikaj¹cego z nich wsparcia spo³ecznego. Relacja pomiêdzy zdrowiem spo³ecznym a warunkami spo³ecznymi, przedstawiona w koncepcji dynamicznego modelu zdrowia przez Noacka (1), wspierana jest w ostatnich latach koncepcj¹ kapita³u spo³ecznego rozwiniêt¹ na gruncie epidemiologii spo³ecznej (1-4). Okrelenie tej relacji jest prób¹ odpowiedzi na pytanie co to znaczy, ¿e spo³eczeñstwo jest zdolne do stworzenia atmosfery ogólnego zaufania wspieraj¹cej stan zdrowia. Kontekst spo³eczny ró¿nych form partycypacji w znacz¹cych dla jednostki grupach spo³ecznych, pe³nione role i przystosowanie spo³eczne oznacza zapewnienie ró¿nych form wsparcia spo³ecznego. Rola wsparcia (instrumentalnego, emocjonalnego, informacyjnego czy oceniaj¹cego) ma szczególne znaczenie w odniesieniu do strategii pokonywania stresu spo³ecznego, wynikaj¹cego z interakcji spo³ecznych i wymagañ stawianych jednostce 136 P Brzyski, T Knurowski, B Tobiasz-Adamczyk Nr 1 w zwi¹zku z jej uczestnictwem w realizacji powszechnie akceptowanych celów, a tak¿e w odniesieniu do okrelenia potrzeb zwi¹zanych z zapewnieniem opieki osobom przewlekle chorym, niepe³nosprawnym i starszym wiekiem. Rodzaj i wielkoæ oczekiwanego wsparcia jest miar¹ (w wymiarze spo³ecznym) zale¿noci jednostki od innych. Wsparcie spo³eczne jest równie¿ sprawdzonym modyfikatorem strategii pokonywania trudnych, stresuj¹cych sytuacji ¿yciowych (2,5,6). Odwo³ywanie siê do ró¿nych koncepcji teoretycznych przy próbach zdefiniowania zdrowia spo³ecznego poci¹gnê³o za sob¹ koncentracjê na zagadnieniach zwi¹zanych z pomiarem tego wymiaru zdrowia, tak w zakresie operacjonalizacji pojêcia sieci interakcji spo³ecznych jak i wsparcia spo³ecznego. Wiêkszoæ stosowanych obecnie w badaniach epidemiologicznych skal s³u¿¹cych pomiarowi wsparcia spo³ecznego powsta³a w okrelonym krêgu kulturowym przy u¿yciu pojêæ, znaczeñ i symboli charakterystycznych dla jêzyka w³aciwego danej kulturze. Bezkrytyczne zastosowanie takiego narzêdzia w innym rodowisku mo¿e daæ wyniki obarczone b³êdem, którego ród³em mog¹ byæ odmienne, w zale¿noci od warunków kulturowych, wskaniki u¿ywane do oceny tych samych zjawisk lub ró¿ne znaczenia tych samym symboli i wartoci. Konieczne staje siê zbadanie, czy walory narzêdzia spe³niaj¹cego doskonale swoj¹ rolê w warunkach, w których zosta³o stworzone, zostaj¹ zachowane przy jego adaptacji do zastosowania w nowych okolicznociach. Jeli tak siê nie dzieje, nale¿y odpowiedzieæ na pytanie, jakich zabiegów adaptacyjnych wymaga zastosowanie narzêdzia w nowym rodowisku. Aby tego dokonaæ, nale¿y zbadaæ w mo¿liwie szerokim zakresie jego trafnoæ i rzetelnoæ. Rzetelnoæ jest miar¹ tego, w jakim stopniu wynik testu oddaje rzeczywist¹ wartoæ badanej cechy, a w jakim pomiar ten jest zak³ócony przez b³¹d pochodz¹cy z ró¿nych róde³ (7,8). Trafnoæ testu jest zagadnieniem o wiele bardziej z³o¿onym, z tego wzglêdu, i¿ wyró¿niamy 3 aspekty trafnoci: trafnoæ kryterialn¹, treciow¹ i teoretyczn¹. Niniejsza praca dotyczyæ bêdzie aspektu teoretycznego trafnoci, czyli zwi¹zku narzêdzia pomiarowego z konstruktem teoretycznym zmienn¹, któr¹ ten test ma mierzyæ (7). Skala SSL12-I, opracowana przez holenderskich badaczy Kempena i van Eijka, jest skrócon¹ wersj¹ 34-pytaniowej skali Social Support List-Interactions autorstwa innego holenderskiego badacza van Sonderena (9). Skale te s³u¿¹ pomiarowi wsparcia spo³ecznego otrzymywanego w ramach interakcji spo³ecznych, w których uczestnicz¹ badani, zw³aszcza z uwzglêdnieniem podstawowej sieci spo³ecznej (10). Skala zosta³a po raz pierwszy wykorzystana w badaniach Groningen Longitudinal Ageing Study (11). CEL PRACY Celem pracy jest ocena w warunkach polskich trafnoci teoretycznej i rzetelnoci skali wsparcia spo³ecznego zastosowanej w badaniach populacyjnych w odniesieniu do osób starszych wiekiem. MATERIA£ I METODY Ocenê trafnoci i rzetelnoci testu SSL12-I przeprowadzono w oparciu o badanie przekrojowe, przeprowadzone w latach 1999-2001 na losowo wybranej próbie prostej obejmuj¹cej 528 mieszkañców Krakowa w wieku 65-85 lat, mieszkaj¹cych we w³asnych gospo- Nr 1 Trafnoæ i rzetelnoæ Skali Wsparcia Spo³ecznego 137 darstwach domowych. Próbê wylosowano w Terenowym Banku Danych w Krakowie. redni wiek badanych wynosi³ 72,7 lat; 59,5% badanych stanowi³y kobiety, 21,9% respondentów posiada³o wykszta³cenie pomaturalne i wy¿sze. Polska wersja skali zosta³a utworzona na podstawie angielskojêzycznej wersji kwestionariusza u¿ywanego w holenderskich badaniach dotycz¹cych osób w wieku podesz³ym w ramach projektu Nestor, prowadzonego przez Northern Center for Health Care Research, University of Groningen. Rozwiniêciem badañ holenderskich by³y badania prowadzone w Krakowie w ramach sieci Central European Network. Kwestionariusz zosta³ przet³umaczony na jêzyk polski niezale¿nie przez dwóch t³umaczy, a nastêpnie z powrotem na jêzyk angielski, w celu okrelenia zgodnoci polskiej wersji testu z wersj¹ stosowan¹ w badaniach Nestor. W celu zbadania trafnoci teoretycznej testu poszczególne skale wchodz¹ce w jego sk³ad zosta³y poddane analizie czynnikowej metod¹ g³ównych sk³adowych oczekiwano, ¿e zmienne tworz¹ce skalê bêd¹ korelowa³y na poziomie co najmniej 0,7 (niektórzy badacze dopuszczaj¹ wartoæ 0,6) z pierwsz¹ g³ówn¹ sk³adow¹, reprezentuj¹c¹ teoretyczny konstrukt, który mierzy skala. Skorzystano tak¿e z konfirmacyjnej analizy czynnikowej w celu oceny dopasowania modelu teoretycznego, na podstawie którego zosta³a stworzona skala, do danych uzyskanych w badaniu. Metoda ta pozwala oceniæ jakoæ modelu badawczego, a ró¿ni siê tym od jej eksploracyjnej odmiany, ¿e pozwala na dopuszczenie niezerowych wspó³czynników regresji tylko na dany konstrukt teoretyczny (w naszym wypadku skala SSL12-I i jej podskalne) i przypisane mu na mocy teorii wskaniki (zmienne wchodz¹ce w jej sk³ad). Nale¿y oczekiwaæ, ¿e wartoæ testu chi 2 bêdzie nieistotna statystycznie, a wartoæ ilorazu chi2/ss (ss iloæ stopni swobody modelu) nie przekroczy wartoci 2 (ewentualnie wg bardziej liberalnych badaczy 5). Wymaga siê tak¿e, aby wskaniki dopasowania: GFI (Goodness of Fit Index wskanik dobroci dopasowania) oraz AGFI (Adjusted Goodness of Fit Index skorygowany wskanik dobroci dopasowania) osi¹ga³y wartoci wy¿sze ni¿ 0,9. Oczekuje siê równie¿, ¿e miara RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation pierwiastek redniokwadratowego b³êdu przybli¿enia) bêdzie ni¿sza ni¿ 0,1, a PCLOSE prawdopodobieñstwo, ¿e wartoæ RMSEA w populacji nie jest wy¿sza ni¿ 0,5 bêdzie wy¿sze ni¿ 0,5 (12). Analizy rzetelnoci dokonano metod¹ badania wewnêtrznej spójnoci skali oczekuje siê, ¿e korelacje poszczególnych zmiennych z sumarycznym wynikiem skali bêd¹ wy¿sze ni¿ 0,4 zgodnie z kryterium Klinea (13) oraz ¿e badane skale bêd¹ charakteryzowa³y siê wartoci¹ wspó³czynnika alpha Cronbacha wy¿sz¹ ni¿ 0,7 wed³ug kryterium Nunnallyego (14). Mo¿na wprawdzie znaleæ w literaturze skale o wartoci alfa wiêkszej od 0,5, jednak niektórzy badacze uwa¿aj¹ je za narzêdzia o w¹tpliwej jakoci (15). Analizê statystyczn¹ przeprowadzono z wykorzystaniem pakietu SPSS 12 PL dla Windows (eksploracyjna analiza czynnikowa oraz analiza wewnêtrznej spójnoci i rzetelnoci skali) oraz programu AMOS 5 (konfirmacyjna analiza czynnikowa). WYNIKI Skala dotycz¹ca wsparcia mierzonego jakoci¹ i iloci¹ interakcji spo³ecznych, w jakich uczestnicz¹ badani, sk³ada siê z 12 pytañ na ka¿de z pytañ respondent mo¿e udzieliæ odpowiedzi: 1) rzadko lub nigdy; 2) czasami; 3) regularnie; 4) bardzo czêsto. Autorzy P Brzyski, T Knurowski, B Tobiasz-Adamczyk 138 Nr 1 Ta b e l a I . Pytania wchodz¹ce w sk³ad skali SSL12-I Ta b l e I . Questions of SSL12-I scale 1US\WDQLD 66/, 66/, 66/, 66/, 6NDOD F F F VW 66/, 66/, ZZ F 66/, VW 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, VW VW ZZ ZZ ZZ 7UH ü &]\]GDU]DVL HOXG]LH]DSUDV]DM 3DQDL QDSU]\M FLHOXERELDG &]\]GDU]DVL HOXG]LHZSDGDM GR3DQDL]PLá ZL]\W &]\]GDU]DVL HOXG]LHRND]XM LGDU] 3DQDL V\PSDWL &]\]GDU]DVL HNRQWDNW\]OXG PLSU]\QRV] 3DQXL XVSRNRMHQLHSRFLHV]HQLH &]\]GDU]DVL HOXG]LHPyZL 3DQXLNRPSOHPHQW\ &]\]GDU]DVL HOXG]LHRND]XM ]DLQWHUHVRZDQLH3DQXL &]\]GDU]DVL HOXG]LHSRPDJDM 3DQXLZV]F]HJyOQ\FK RNROLF]QR FLDFKMDNFKRUREDOXESU]HSURZDG]ND &]\]GDU]DVL HOXG]LHGRGDM 3DQXLSHZQR FLVLHELH &]\]GDU]DVL HOXG]LHGDM 3DQXLGREUHUDG\ &]\]GDU]DVL HOXG]LH]ZLHU]DM VL 3DQXL &]\]GDU]DVL HOXG]LHSURV] 3DQDL RSRPRFOXESRUDG &]\]GDU]DVL HOXG]LHSRGNUH ODM 3DQDL]DOHW\ wyró¿niaj¹ 3 podskale: wsparcia w codziennym ¿yciu (c¿ everyday social support), wsparcia w sytuacjach trudnych (st support in problem situations), oceny w³asnej wartoci jako dawcy wsparcia (ww esteem support) sk³adaj¹ce siê z 4 pytañ ka¿da, które mo¿na traktowaæ jako osobne narzêdzia. Mo¿na równie¿ rozpatrywaæ wynik skali SSL12-I jako ca³oci (tab. I). Analiza g³ównych sk³adowych dla podskali dotycz¹cej wsparcia w codziennym ¿yciu wyodrêbni³a dwie g³ówne sk³adowe o wartociach w³asnych wiêkszych od 1 t³umacz¹ one odpowiednio 56 i 27% ca³kowitej wariancji zestawu zmiennych tworz¹cych podskalê. Trzy z tworz¹cych j¹ zmiennych koreluj¹ z pierwsz¹ g³ówn¹ sk³adow¹ na poziomie wy¿szym ni¿ 0,7, natomiast korelacja czwartej zmiennej z t¹ sk³adow¹ jest ni¿sza ni¿ 0,6 (co oznacza z³amanie s³abszego warunku tworzenia skali) i jest tak¿e ni¿sza ni¿ jej korelacja z drug¹ g³ówn¹ sk³adow¹. Zmienna ta jako jedyna nie spe³nia warunku Klinea (jej korelacja z wynikiem skali jest ni¿sza ni¿ 0,4) i jako jedyna powoduje wzrost wartoci alpha Cronbacha gdy zostanie usuniêta ze skali. Rzetelnoæ tej skali mierzona w/w wspó³czynnikiem jest równa 0,73, co pozwala uznaæ j¹ za narzêdzie o akceptowalnej jakoci (tab. II). Analiza g³ównych sk³adowych dla podskali dotycz¹cej wsparcia w sytuacjach trudnych wyodrêbni³a dwie g³ówne sk³adowe o wartociach w³asnych wiêkszych od 1 t³umacz¹ one odpowiednio 50 i 26% ca³kowitej wariancji zestawu zmiennych tworz¹cych podskalê. Dwie zmienne, które j¹ tworz¹, koreluj¹ z pierwsz¹ g³ówn¹ sk³adow¹ na poziomie wy¿szym ni¿ 0,7, podczas gdy dwie pozosta³e na poziomie wy¿szym ni¿ 0,6 a wiêc wszystkie zmienne spe³niaj¹ s³abszy warunek tworzenia skali. Trzy zmienne tworz¹ce ska- Trafnoæ i rzetelnoæ Skali Wsparcia Spo³ecznego Nr 1 Ta b e l a I I . Ta b l e I I . 139 Macierz nierotowanych g³ównych sk³adowych i analiza wewnêtrznej spójnoci i rzetelnoci skali wsparcia w codziennym ¿yciu Matrix of nonrotated principal components and results of internal consistency analysis for scale of everyday social support 6NáDGRZD .RUHODFMD S\WDQLH±VNDOD $OIDSR XVXQL FLXS\WDQLD 66/, 66/, 66/, 66/, lê spe³niaj¹ warunek Klinea i tylko po usuniêciu ze skali zmiennej posiadaj¹cej najni¿sz¹ korelacjê z pierwsz¹ g³ówn¹ sk³adow¹ wartoæ alpha Cronbacha równa dla tej skali 0,66 nie ulega spadkowi (przy wyranym spadku w przypadku usuniêcia pozosta³ych zmiennych) (tab. III). Ta b e l a I I I . Ta b l e I I I . Macierz nierotowanych g³ównych sk³adowych i analiza wewnêtrznej spójnoci i rzetelnoci skali wsparcia w sytuacjach problemowych Matrix of nonrotated principal components and results of internal consistency analysis for scale of support in problem situations 6NáDGRZD .RUHODFMD S\WDQLH±VNDOD $OIDSR XVXQL FLXS\WDQLD 66/, 66/, 66/, 66/, Analiza g³ównych sk³adowych dla podskali dotycz¹cej oceny w³asnej wartoci jako dawcy wsparcia wyodrêbni³a dwie g³ówne sk³adowe o wartociach w³asnych wiêkszych od 1 t³umacz¹ one odpowiednio 61 i 19% ca³kowitej wariancji zestawu zmiennych tworz¹cych podskalê. Wszystkie tworz¹ce j¹ zmienne koreluj¹ z pierwsz¹ g³ówn¹ sk³adow¹ na poziomie wy¿szym ni¿ 0,7 spe³niaj¹c w ten sposób silniejszy warunek tworzenia skali. Wszystkie zmienne spe³niaj¹ warunek Klinea i usuniêcie ¿adnej z nich nie powoduje wzrostu wartoci alpha Cronbacha równej dla tej skali 0,78 (tab. IV). Procedura analizy g³ównych sk³adowych przeprowadzona dla ca³ej skali wyodrêbni³a 3 g³ówne sk³adowe, t³umacz¹ce odpowiednio 41%, 12% i 9% wariancji ca³ego zestawu zmiennych. Tylko 5 zmiennych koreluje z pierwsz¹ g³ówn¹ sk³adow¹ na poziomie wy¿szym ni¿ 0,7, a 4 kolejne na poziomie wy¿szym ni¿ 0,6. Wszystkie zmienne, za wyj¹tkiem jednej posiadaj¹cej na pierwszej g³ównej sk³adowej najni¿szy ³adunek czynnikowy, kore- P Brzyski, T Knurowski, B Tobiasz-Adamczyk 140 Ta b e l a I V. Ta b l e I V. Nr 1 Macierz nierotowanych g³ównych sk³adowych i analiza wewnêtrznej spójnoci i rzetelnoci skali oceny w³asnej wartoci jako dawcy wsparcia Matrix of nonrotated principal components and results of internal consistency analysis for scale of esteem support 66/, $OID SRXVXQL FLX S\WDQLD 66/, 66/, 66/, 6NáDGRZD Ta b e l a V. Ta b l e V. .RUHODFMD S\WDQLH±VNDOD Macierz nierotowanych g³ównych sk³adowych i analiza wewnêtrznej spójnoci i rzetelnoci skali wsparcia spo³ecznego SSL12-I Matrix of nonrotated principal components and results of internal consistency analysis for scale of social support SSL12-I 6NáDGRZD .RUHODFMD S\WDQLH±VNDOD $OID SRXVXQL FLX S\WDQLD 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, 66/, luj¹ z wynikiem skali na poziomie wy¿szym ni¿ 0,4 i tylko usuniêcie tej zmiennej ze skali powoduje wzrost wartoci alpha Cronbacha równego dla tej skali 0,87. Tak wysoka wartoæ wspó³czynnika, pomimo wskazanych zastrze¿eñ do trafnoci skali jako ca³oci, jest prawdopodobnie spowodowana stosunkowo du¿¹ iloci¹ pytañ tworz¹cych skalê. Pogl¹d ten uzasadniaj¹ tak¿e nieznaczne spadki wartoci alfa, gdy usuwamy poszczególne zmienne za skali (tab. V). Trafnoæ i rzetelnoæ Skali Wsparcia Spo³ecznego Nr 1 Ta b e l a V I . Ta b l e V I . 141 Macierz g³ównych sk³adowych z rotacj¹ varimax z normalizacja Kaisera skali wsparcia spo³ecznego SSL12-I Matrix of rotated principal components (varimax rotation with Kaiser normalization) of social support scale SSL12-I :\PLDUZVSDUFLD 66/, 6NáDGRZD ZFRG]LHQQ\P \FLX 66/, ZFRG]LHQQ\P \FLX 66/, ZFRG]LHQQ\P \FLX 66/, ZFRG]LHQQ\P \FLX 66/, ZV\WXDFMDFKWUXGQ\FK 66/, ZV\WXDFMDFKWUXGQ\FK 66/, ZV\WXDFMDFKWUXGQ\FK 66/, ZV\WXDFMDFKWUXGQ\FK 66/, GDZDQLHZVSDUFLD 66/, GDZDQLHZVSDUFLD 66/, GDZDQLHZVSDUFLD 66/, GDZDQLHZVSDUFLD wartoci pogubione wskazuj¹ najsilniejsze ³adunki czynnikowe dla ka¿dej zmiennej, pogrubion¹ kursyw¹ zaznaczono wartoci ³adunki o zbli¿onej sile na innej sk³adowej. Zaznaczyæ trzeba, ¿e a¿ 5 zmiennych wykazuje siê korelacjami na poziomie oko³o 0,5 z drug¹ lub trzeci¹ sk³adow¹ wyodrêbnion¹ przez procedurê, co sugeruje, ¿e zmienne wchodz¹ce w sk³ad skali mierz¹ nie jeden wspólny wymiar, lecz wiêcej, byæ mo¿e skorelowanych wymiarów. Dalsza analiza wykaza³a, ¿e bez wzglêdu na zastosowan¹ metodê rotacji (ortogonaln¹ lub skon¹) wartoci otrzymanych ³adunków czynnikowych s¹ zbli¿one (tab. VI). Powy¿sza tabela pokazuje, ¿e u podstaw konstrukcji skali le¿¹ 3 skorelowane ze sob¹ czynniki wymiary wsparcia. Jednak przynale¿noæ zmiennych do poszczególnych czynników ró¿ni siê od podanego przez autorów skali, wynikaj¹cego z teoretycznych rozwa¿añ, co potwierdzaj¹ opisane poni¿ej wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej. Analiza miar jakoci modelu pokazuje, ¿e najgorzej dopasowany jest model, w którym u podstaw konstrukcji skali le¿¹ 3 nieskorelowane czynniki, nieco lepiej model z jednym czynnikiem, za najlepsze dopasowanie posiada model z trzema skorelowanymi ze sob¹ wzajemnie czynnikami. Miary dopasowania, oparte na tecie chi 2, s¹ dla tego modelu równe: Chi2 = 529,2 (p < 0,05), Chi2/ss = 10,4. Wysokie wartoci testu chi2 oraz ilorazu chi2/ss nie pozwalaj¹ na przyjêcie hipotezy o braku ró¿nic miêdzy obserwowan¹ macierz¹ kowariancji a implikowan¹ przez model. Trzeba jednak pamiêtaæ, ¿e test ten pozwala ³atwo P Brzyski, T Knurowski, B Tobiasz-Adamczyk 142 Nr 1 odrzucaæ hipotezy przy du¿ej liczebnoci badanej próby, co wymusza potrzebê odwo³ania siê do innych miar dopasowania niezwi¹zanych z testem chi2. Wartoci tych miar dopasowania s¹ dla tego modelu równe: GFI = 0,84, AGFI = 0,75, RMSEA = 0,13, PCLOSE = 0. Wartoci indeksów dopasowania s¹ ni¿sze ni¿ minimalna akceptowalna wartoæ 0,9, miara RMSEA jest wy¿sza ni¿ 0,1, a wartoæ PCLOSE jest równa 0. Wobec powy¿szych wyników trzeba uznaæ, ¿e model nie jest wystarczaj¹co dobrze dopasowany do danych. Ryc. 1 przedstawia diagram cie¿kowy konfirmacyjnej analizy czynnikowej dla modelu, proponowanego przez autorów testu, z trzema skorelowanymi czynnikami u¿yte skró- HUUB 66/, HUUB HUUB 66/, 66/, ZVSDUFLH ZFRG]LHQQ\P \FLX HUUB 66/, HUUB 66/, HUUB HUUB HUUB 66/, 66/, ZVSDUFLH ZV\WXDFMDFK WUXGQ\FK 66/, HUUB 66/, HUUB HUUB 66/, 66/, ZVSDUFLH RFHQ\ZáDVQHM ZDUWR FLMDNR GDZF\ZVSDUFLD HUUB 66/, Ryc. 1. Diagram cie¿kowy konfirmacyjnej analizy czynnikowej dla modelu z trzema skorelowanymi czynnikami. Fig. 1. Path diagram of confirmatory factor analysis for model with three correlated factors. Nr 1 Trafnoæ i rzetelnoæ Skali Wsparcia Spo³ecznego 143 ty oznaczaj¹ odpowiednie wymiary wsparcia: wsparcie w codziennym ¿yciu, wsparcie w trudnych sytuacjach oraz ocena w³asnej wartoci jako dawcy wsparcia. Na diagramie pokazano ³adunki czynnikowe wskaników na poszczególnych czynnikach nieobserwowalnych (liczby nad strza³kami z jednym grotem) oraz korelacje miêdzy samymi czynnikami wymiarami wsparcia (liczby nad strza³kami z dwoma grotami) (zmienne o nazwach zaczynaj¹cych siê od err oznaczaj¹ b³¹d pomiaru odpowiadaj¹cych im zmiennych nale¿¹cych do skali). Widaæ silne skorelowanie badanych konstruktów oraz, w przypadku dwóch z nich, zbyt s³abe korelacje niektórych z u¿ytych wskaników z badanymi konstruktami. DYSKUSJA Analiza czynnikowa wykaza³a, ¿e czynnik wokó³ którego zbudowana jest skala t³umaczy 41% ca³kowitej wariancji zestawu zmiennych wg twórców skali 35% (10). We wczeniej przeprowadzonych badaniach pilota¿owych odsetek ten by³ wy¿szy i wynosi³ od 57 do 63% (11). £¹czna wyt³umaczona przez pierwsze trzy czynniki wariancja wynosi³a w badaniach w³asnych 62% (podczas gdy w ocenie autorów skali 56%), a zmienne tworz¹ce skalê korelowa³y z pierwsz¹ g³ówn¹ sk³adow¹ na poziomie od 0,41 do 0,74 (wg autorów skali 0,52 do 0,71) (10). Otrzymane wartoci wspó³czynnika alpha Cronbacha dla skali SSL12-I i jej podskal s¹ zbli¿one do wartoci otrzymanych przez autorów: 0,73 wobec 0,70 dla skali dotycz¹cej codziennego wsparcia, 0,66 wobec 0,72 dla skali dotycz¹cej wsparcia w sytuacjach problemowych, 0,78 wobec 0,72 dla skali wsparcia poczucia w³asnej wartoci oraz 0,87 wobec 0,83 dla skali SSL12-I jako ca³oci. W wyniku rotacji czynników nie uda³o siê otrzymaæ podobnego uk³adu ³adunków czynnikowych jaki opisuj¹ autorzy. Otrzymali oni rozwi¹zanie z trzema czynnikami, które mo¿na zinterpretowaæ jako codzienne wsparcie, wsparcie w trudnych sytuacjach problemowych oraz wsparcie dawane innym, buduj¹ce poczucie w³asnej wartoci, z którymi nale¿¹ce do tych skal zmienne korelowa³y na poziomie powy¿ej 0,6 i nie wykazywa³y zbyt wysokich korelacji z innymi czynnikami (warunek ten wg autorów ³ama³y tylko dwie zmienne ze skali codziennego wsparcia: SSL12-I.3 oraz SSL12-I.6). W naszych badaniach wyniki eksploracyjnej analizy czynnikowej sugeruj¹ inne przyporz¹dkowanie pytañ do poszczególnych skal oraz ewentualne ich uzupe³nienie lub zast¹pienie pytaniami charakteryzuj¹cymi siê lepszymi parametrami w wietle analizy czynnikowej i korelacyjnej z pozosta³ymi zmiennymi. Tak¿e wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej potwierdzaj¹ niesatysfakcjonuj¹ce dopasowanie najlepszego z badanych modeli (z trzema skorelowanymi czynnikami wymiarami wsparcia) w warunkach polskich, objawiaj¹ce siê niskimi korelacjami niektórych konstruktów z przyporz¹dkowanymi im na mocy teoretycznych rozwa¿añ wskanikami. Nie mo¿na niestety porównaæ dopasowania modelu w warunkach polskich i holenderskich, poniewa¿ autorzy skali nie podaj¹ wyników konfirmacyjnej analizy czynnikowej (10). Otrzymane wartoci wskaników dopasowania s¹ jednak bliskie spe³nienia wymaganych warunków, co w kontekcie akceptowalnych (powy¿ej 0,6) wartoci wspó³czynnik alpha Cronbacha dla skali jako ca³oci oraz jej podskal, pozwala traktowaæ skalê SSSL 12-I jako dobry punkt wyjcia do opracowania lepszego narzêdzia do oceny otrzymywanego wsparcia. Otrzymane wyniki sugeruj¹ prowadzenie dalszych prac badawczych, maj¹cych na celu poprawienie trafnoci treciowej i teoretycznej skali jako ca³oci oraz poszczególnych jej 144 P Brzyski, T Knurowski, B Tobiasz-Adamczyk Nr 1 podskal, co powinno zaowocowaæ wzrostem rzetelnoci poszczególnych podskal oraz skali jako ca³oci. WNIOSKI 1. Skala SSL12-I oraz jej podskale, zastosowane w populacji osób starszych wiekiem w Polsce, charakteryzuj¹ siê akceptowaln¹ trafnoci¹ i rzetelnoci¹. 2. Rzetelnoæ skali oraz jej podskal w polskiej populacji osób starszych jest zbli¿ona do otrzymanej przez autorów. 3. Wyniki eksploracyjnej analizy czynnikowej sugeruj¹ inne przyporz¹dkowanie u¿ytych wskaników do pomiaru poszczególnych wymiarów wsparcia 4. Ze wzglêdu na parametry dopasowania modelu bliskie wymaganym, zaleca siê dalsze badania nad skal¹ SSL 12-I, w celu otrzymania narzêdzia charakteryzuj¹cego siê wysokimi parametrami psychometrycznymi i dobrym dopasowaniem modelu teoretycznego le¿¹cego u podstaw konstrukcji skali. P Brzyski, T Knurowski, B Tobiasz-Adamczyk VALIDITY AND RELIABILITY OF SOCIAL SUPPORT INTERACTIONS SCALE SSL12-I IN POPULATION OF ELDERLY PEOPLE IN POLAND SUMMARY This study aimed at assessing validity and reliability of Social Support Interactions Scale and its usefulness in evaluation of social support received by elderly people in Poland. Theoretical validity of the scale was evaluated using exploratory factor analysis (principal components method) and confirmatory factor analysis. Reliability was calculated by Cronbachs alpha index and evaluating its internal consistency. Analyses showed some faults in theoretical validity of subscales concerning different dimensions of social support, which decrease their reliability. Nevertheless, scales constituting this survey mostly fulfill Klines and Nunnalys criterias, which means that they have acceptable internal consistency. Results confirm acceptable value of Social Support List Interactions Scale for evaluation of social support received by elderly people in Polish conditions. PIMIENNICTWO 1. Noack H. Conceptualizing and measuring health. W: Badura B, Kickbusch I. red. Health promotion research. Toward a new social epidemiology. Towards a new social epidemiology. Copenhagen: WHO; 1991:85-112. 2. Berkman LF, Glass T. Social integrations, social networks, social support and health. W: Berkman LF, Kawachi I. Social Epidemiology. Oxford: University Press; 2000:137-173. 3. Kawachi I, Berkman LF. Social cohesion, social capital and heath. W: Berkman LF, Kawachi I. Social Epidemiology. Oxford, University Press; 2000:174-190. 4. Hawe P, Shiell A. Social capital and heath promotion: a review. Soc Sci Med, 2000;51:871-885. 5. Williams DR, Mouse JS. Stress, social support, control and coping: a social epidemiological view. W: Badura B, Kickbusch I, red. Health promotion research. Toward a new social epidemiology. Copenhagen: WHO; 1991:147-172. 6. Tijhuis M. Social networks and health. Nivel 1994. Nr 1 Trafnoæ i rzetelnoæ Skali Wsparcia Spo³ecznego 145 7. Brzeziñski Z. Metodologia badañ psychologicznych. Warszawa: Wydaw Nauk PWN, 2002. 8. McDowell I, Newell C. Measuring health. New York: Oxford University Press, 1996. 9. van Sonderen FLP. Het meten van sociale steun met de Sociale Steun Lijst Interacties (SSl-I) en de Sociale Steun Lijst Discreapanties (SSL-D), een handleiding (Assessment of social support, interactions and discrepancies a manual). Groningen: University of Groningen, Northern Center for Health Care Research; 1993. 10. Kempen GIJM, Van Eijk LM. The psychometric properties of the SSL12-I a short scale for measuring social support in the elderly, Social Indicators Research 1995; 35: 303-12. 11. Ormel J, Kempen GIJM, Steverink LM, van Eijk LM, Brilman EI, Wolffensperger EW, de Meyboom-de Jong B. The Groningen Longitudinal Ageing Study 1992-1997 (GLAS) on functional status and need for care; outline of NESTOR research program. Groningen: University of Groningen, Northern Center for Health Care Research; 1992. 12. Arbuckle JL. Amos Users Guide Version 3.6, Chicago 1997. 13. Kline P. A handbook of test construction. London: Methuen; 1986. 14. Nunnaly J. Psychometric Theory. New York: McGraw-Hill; 1978. 15. Bowling A. Research methods in health. Investigating health and health services. Philadelphia: Open University Press; 2002. Otrzymano: 29.11.2004 r. Adres autorów: Piotr Brzyski Zak³ad Socjologii Medycyny, Katedra Epidemiologii i Medycyny Zapobiegawczej, Uniwersytet Jagielloñski Collegium Medicum ul. Kopernika 7, 31-034 Kraków tel. (12) 422 31 82 w. 13 fax (12) 422 31 82 w. 16 e-mail: [email protected]