pełny tekst

PRZEGL
59:135–145
TrafnoϾ
i rzetelnoœæ Skali Wsparcia Spo³ecznego
Nr 1 EPIDEMIOL 2005;
135
Piotr Brzyski, Tomasz Knurowski, Beata Tobiasz-Adamczyk
TRAFNOή I RZETELNOή
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 trafnoœæ i rzetelnoœæ skali Social Support List 12
– Interactions (SSL12-I) i jej przydatnoœæ dla oceny w warunkach polskich wsparcia spo³ecznego otrzymywanego przez osoby w podesz³ym
wieku. Ocenê trafnoœci teoretycznej testu dokonano za pomoc¹ eksploracyjnej analizy czynnikowej metod¹ g³ównych sk³adowych oraz konfirmacyjnej analizy czynnikowej. Rzetelnoœæ testu okreœlono poprzez
zbadanie wewnêtrznej spójnoœci testu i analizê wartoœci wspó³czynnika
alpha Cronbacha.
S³owa kluczowe: trafnoœæ, rzetelnoœæ, 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. Najczêœciej 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). Okreœlenie 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 okreœlenia potrzeb zwi¹zanych z zapewnieniem opieki osobom przewlekle chorym, niepe³nosprawnym i starszym wiekiem. Rodzaj i wielkoœæ oczekiwanego wsparcia jest miar¹ (w wymiarze spo³ecznym) zale¿noœci 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.
Wiêkszoœæ stosowanych obecnie w badaniach epidemiologicznych skal s³u¿¹cych pomiarowi wsparcia spo³ecznego powsta³a w okreœlonym krêgu kulturowym przy u¿yciu pojêæ, znaczeñ i symboli charakterystycznych dla jêzyka w³aœciwego danej kulturze. Bezkrytyczne zastosowanie takiego narzêdzia w innym œrodowisku mo¿e daæ wyniki obarczone
b³êdem, którego Ÿród³em mog¹ byæ odmienne, w zale¿noœci od warunków kulturowych,
wskaŸniki u¿ywane do oceny tych samych zjawisk lub ró¿ne znaczenia tych samym symboli i wartoœci. 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 okolicznoœciach. Jeœli tak siê nie dzieje, nale¿y odpowiedzieæ na pytanie, jakich zabiegów adaptacyjnych wymaga zastosowanie narzêdzia
w nowym œrodowisku. Aby tego dokonaæ, nale¿y zbadaæ w mo¿liwie szerokim zakresie
jego trafnoœæ i rzetelnoœæ. Rzetelnoœæ jest miar¹ tego, w jakim stopniu wynik testu oddaje
rzeczywist¹ wartoœæ badanej cechy, a w jakim pomiar ten jest zak³ócony przez b³¹d pochodz¹cy z ró¿nych Ÿróde³ (7,8). Trafnoœæ testu jest zagadnieniem o wiele bardziej z³o¿onym,
z tego wzglêdu, i¿ wyró¿niamy 3 aspekty trafnoœci: trafnoœæ kryterialn¹, treœciow¹ i teoretyczn¹. Niniejsza praca dotyczyæ bêdzie aspektu teoretycznego trafnoœci, 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 trafnoœci teoretycznej i rzetelnoœci skali
wsparcia spo³ecznego zastosowanej w badaniach populacyjnych w odniesieniu do osób
starszych wiekiem.
MATERIA£ I METODY
Ocenê trafnoœci i rzetelnoœci 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
Trafnoœæ i rzetelnoœæ Skali Wsparcia Spo³ecznego
137
darstwach domowych. Próbê wylosowano w Terenowym Banku Danych w Krakowie. Œredni
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 okreœlenia zgodnoœci polskiej wersji testu z wersj¹ stosowan¹ w badaniach Nestor.
W celu zbadania trafnoœci 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 wartoœæ 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 jakoœæ 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 wskaŸniki (zmienne wchodz¹ce w jej sk³ad). Nale¿y oczekiwaæ, ¿e wartoœæ testu chi 2 bêdzie nieistotna statystycznie,
a wartoœæ ilorazu chi2/ss (ss – iloœæ stopni swobody modelu) nie przekroczy wartoœci
2 (ewentualnie wg bardziej liberalnych badaczy 5). Wymaga siê tak¿e, aby wskaŸniki dopasowania: GFI (Goodness of Fit Index – wskaŸnik dobroci dopasowania) oraz AGFI (Adjusted Goodness of Fit Index – skorygowany wskaŸnik dobroci dopasowania) osi¹ga³y
wartoœci wy¿sze ni¿ 0,9. Oczekuje siê równie¿, ¿e miara RMSEA (Root Mean Square
Error of Approximation – pierwiastek œredniokwadratowego b³êdu przybli¿enia) bêdzie
ni¿sza ni¿ 0,1, a PCLOSE – prawdopodobieñstwo, ¿e wartoœæ RMSEA w populacji nie jest
wy¿sza ni¿ 0,5 – bêdzie wy¿sze ni¿ 0,5 (12).
Analizy rzetelnoœci dokonano metod¹ badania wewnêtrznej spójnoœci skali – oczekuje
siê, ¿e korelacje poszczególnych zmiennych z sumarycznym wynikiem skali bêd¹ wy¿sze
ni¿ 0,4 – zgodnie z kryterium Kline’a (13) – oraz ¿e badane skale bêd¹ charakteryzowa³y
siê wartoœci¹ wspó³czynnika alpha Cronbacha wy¿sz¹ ni¿ 0,7 – wed³ug kryterium Nunnally’ego (14). Mo¿na wprawdzie znaleŸæ w literaturze skale o wartoœci alfa wiêkszej od 0,5,
jednak niektórzy badacze uwa¿aj¹ je za narzêdzia o w¹tpliwej jakoœci (15).
Analizê statystyczn¹ przeprowadzono z wykorzystaniem pakietu SPSS 12 PL dla Windows (eksploracyjna analiza czynnikowa oraz analiza wewnêtrznej spójnoœci i rzetelnoœci
skali) oraz programu AMOS 5 (konfirmacyjna analiza czynnikowa).
WYNIKI
Skala dotycz¹ca wsparcia mierzonego jakoœci¹ i iloœci¹ 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 wartoœci
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
ca³oœci (tab. I).
Analiza g³ównych sk³adowych dla podskali dotycz¹cej wsparcia w codziennym ¿yciu
wyodrêbni³a dwie g³ówne sk³adowe o wartoœciach 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 Kline’a (jej korelacja z wynikiem skali jest ni¿sza ni¿ 0,4) i jako jedyna powoduje wzrost wartoœci alpha
Cronbacha gdy zostanie usuniêta ze skali. Rzetelnoœæ tej skali mierzona w/w wspó³czynnikiem jest równa 0,73, co pozwala uznaæ j¹ za narzêdzie o akceptowalnej jakoœci (tab. II).
Analiza g³ównych sk³adowych dla podskali dotycz¹cej wsparcia w sytuacjach trudnych wyodrêbni³a dwie g³ówne sk³adowe o wartoœciach 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-
Trafnoœæ i rzetelnoœæ 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 spójnoœci
i rzetelnoœci 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 Kline’a i tylko po usuniêciu ze skali zmiennej posiadaj¹cej najni¿sz¹
korelacjê z pierwsz¹ g³ówn¹ sk³adow¹ wartoœæ alpha Cronbacha – równa dla tej skali 0,66
– nie ulega spadkowi (przy wyraŸnym 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 spójnoœci
i rzetelnoœci 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 wartoœci jako
dawcy wsparcia wyodrêbni³a dwie g³ówne sk³adowe o wartoœciach 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 Kline’a i usuniêcie ¿adnej z nich nie powoduje wzrostu
wartoœci 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 spójnoœci
i rzetelnoœci skali oceny w³asnej wartoœci 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 spójnoœci
i rzetelnoœci 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 wartoœci alpha Cronbacha równego dla tej skali 0,87. Tak wysoka wartoœæ wspó³czynnika, pomimo wskazanych zastrze¿eñ do trafnoœci skali jako ca³oœci, jest
prawdopodobnie spowodowana stosunkowo du¿¹ iloœci¹ pytañ tworz¹cych skalê. Pogl¹d
ten uzasadniaj¹ tak¿e nieznaczne spadki wartoœci alfa, gdy usuwamy poszczególne zmienne za skali (tab. V).
Trafnoœæ i rzetelnoœæ 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
– wartoœci pogubione wskazuj¹ najsilniejsze ³adunki czynnikowe dla ka¿dej zmiennej, pogrubion¹
kursyw¹ zaznaczono wartoœci 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 skoœn¹) wartoœci 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¿noœæ 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 jakoœci modelu pokazuje, ¿e najgorzej dopasowany jest model, w którym
u podstaw konstrukcji skali le¿¹ 3 nieskorelowane czynniki, nieco lepiej model z jednym
czynnikiem, zaœ najlepsze dopasowanie posiada model z trzema skorelowanymi ze sob¹
wzajemnie czynnikami. Miary dopasowania, oparte na teœcie chi 2, s¹ dla tego modelu równe: Chi2 = 529,2 (p < 0,05), Chi2/ss = 10,4. Wysokie wartoœci 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 liczebnoœci badanej próby, co wymusza potrzebê odwo³ania
siê do innych miar dopasowania – niezwi¹zanych z testem chi2. Wartoœci tych miar dopasowania s¹ dla tego modelu równe: GFI = 0,84, AGFI = 0,75, RMSEA = 0,13, PCLOSE = 0.
Wartoœci indeksów dopasowania s¹ ni¿sze ni¿ minimalna akceptowalna wartoœæ 0,9, miara
RMSEA jest wy¿sza ni¿ 0,1, a wartoœæ PCLOSE jest równa 0. Wobec powy¿szych wyników trzeba uznaæ, ¿e model nie jest wystarczaj¹co dobrze dopasowany do danych.
Ryc. 1 przedstawia diagram œcie¿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 œcie¿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
Trafnoœæ i rzetelnoœæ Skali Wsparcia Spo³ecznego
143
ty oznaczaj¹ odpowiednie wymiary wsparcia: wsparcie w codziennym ¿yciu, wsparcie
w trudnych sytuacjach oraz ocena w³asnej wartoœci jako dawcy wsparcia. Na diagramie
pokazano ³adunki czynnikowe wskaŸników 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 wskaŸników 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 wczeœniej 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 wartoœci wspó³czynnika alpha Cronbacha dla skali
SSL12-I i jej podskal s¹ zbli¿one do wartoœci 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 wartoœci oraz 0,87 wobec 0,83 dla skali SSL12-I jako ca³oœci.
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 wartoœci, 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 œwietle 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 wskaŸnikami. Nie mo¿na niestety porównaæ dopasowania modelu w warunkach polskich i holenderskich, poniewa¿ autorzy skali nie podaj¹ wyników konfirmacyjnej analizy czynnikowej
(10). Otrzymane wartoœci wskaŸników dopasowania s¹ jednak bliskie spe³nienia wymaganych warunków, co w kontekœcie akceptowalnych (powy¿ej 0,6) wartoœci wspó³czynnik
alpha Cronbacha dla skali jako ca³oœci oraz jej podskal, pozwala traktowaæ skalê SSSL
12-I jako dobry punkt wyjœcia do opracowania lepszego narzêdzia do oceny otrzymywanego wsparcia.
Otrzymane wyniki sugeruj¹ prowadzenie dalszych prac badawczych, maj¹cych na celu
poprawienie trafnoœci treœciowej i teoretycznej skali jako ca³oœci oraz poszczególnych jej
144
P Brzyski, T Knurowski, B Tobiasz-Adamczyk
Nr 1
podskal, co powinno zaowocowaæ wzrostem rzetelnoœci poszczególnych podskal oraz skali jako ca³oœci.
WNIOSKI
1. Skala SSL12-I oraz jej podskale, zastosowane w populacji osób starszych wiekiem
w Polsce, charakteryzuj¹ siê akceptowaln¹ trafnoœci¹ i rzetelnoœci¹.
2. Rzetelnoœæ 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
wskaŸników 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
it’s 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 Cronbach’s 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 Kline’s and Nunnaly’s 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.
PIŒMIENNICTWO
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
Trafnoœæ i rzetelnoœæ 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]