Teorie i kwestionariusz szczęścia, by e-learning

ed ibu tio np roh ibit

Instytut Psychologii Uniwersytet Wrocławski

ly -

dis tr

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska adaptacja The Oxford Happiness Questionnaire Celem artykułu jest przedstawienie polskiej adaptacji The Oxford Happiness Questionnaire (OHQ) Hillsa i Argylea (2002) oraz ocena jego wartoÊci psychometrycznej. OHQ mierzy zło˝ony konstrukt szcz´Êcia, na który składajà si´ satysfakcja z własnego ˝ycia i własnej osoby oraz warunkujàce podmiotowe zasoby. Zgodnie z wymaganiami metodologicznymi przygotowano polskie tłumaczenie narz´dzia i sprawdzono jego równowa˝noÊç z wersjà oryginalnà. Badania właÊciwoÊci psychometrycznych narz´dzia przeprowadzono w sumie na próbie 775 osób w wieku od 18 do 60 lat. Metoda ma wysokie parametry rzetelnoÊci oraz trafnoÊci teoretycznej i kryterialnej. Ostatecznie, do dalszego wykorzystywania rekomendowana jest skrócona 26-pozycyjna wersja narz´dzia.

rso

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

for

Słowa kluczowe: szcz´Êcie, zasoby radzenia sobie i zdrowia, Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia, polska adaptacja, właÊciwoÊci psychometryczne.

is c

y is

Adres do korespondencji: Ryszard Poprawa: e-mail: r.poprawa@psychologia.uni.wroc.pl, Instytut Psychologii Uniwersytetu Wrocławskiego, ul. Dawida 1, 50-527 Wrocław, tel. 071-3671814

This copy is for personal use only - distribution prohibited. -

Psychologia JakoÊci ˚ycia Psychology of Quality of Life 2012, tom 11, nr 1 (37–56)

This copy is for personal use only - distribution -

Ryszard Poprawa

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 37

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

is c

y is

for

rso

ly -

dis tr

Szcz´Êcie w koncepcji Michaela Argylea (2004a) traktowane jest jako pojćie subiektywne, poniewa˝ o szcz´Êciu decyduje to, na ile ogólnie podoba si´ człowiekowi jego ˝ycie. Podobnie jak u innych badaczy (np. Bradburn, 1969; Czapiƒski, 2004; Diener i Biswas-Diener, 2010) dla Argylea istota poczucia szcz´Êcia sprowadza si´ do: 1) pozytywnego bilansu emocjonalnego i 2) zadowolenia z całego własnego ˝ycia i z ró˝nych jego obszarów. Człowiek szcz´Êliwy to człowiek, który ma poczucie ogólnej satysfakcji z tego, kim jest, i z własnego ˝ycia. W swoich badaniach empirycznych nad szcz´Êciem, autor ten skupił si´ głównie na poszukiwaniu tzw. korelatów szcz´Êcia, próbujàc okreÊliç przyczyny poczucia szcz´Êcia. Analizuje szerokie spektrum zmiennych demograficznych, społecznych, sytuacyjnych i psychologicznych, wià˝àcych si´ ze szcz´Êciem i warunkujàcych jego doÊwiadczanie, takich jak: wiek, płeç, stan cywilny, status społeczno-ekonomiczny, wykształcenie, zatrudnienie i satysfakcja z pracy, organizacja czasu wolnego, posiadanie i realizowanie zainteresowaƒ oraz hobby, aktywnoÊç fizyczna, zakres i charakter relacji i zwiàzków interpersonalnych, praktyka religijna, wsparcie społeczne, rodzaj doÊwiadczanych wydarzeƒ ˝yciowych, posiadane kompetencje społeczne, umiej´tnoÊci radzenia sobie ze stresem i regulowania emocji, stan zdrowia, atrakcyjnoÊç interpersonalna, cechy osobowoÊci, takie jak ekstrawersja, optymizm, inteligencja, umiejscowienie i poczucie kontroli, samoocena i samoakceptacja, brak konfliktów wewn´trznych, poczucie sensu ˝ycia, dominujàcy nastrój (afektywnoÊç), itd. (Argyle, 2004a; 2004b). Stworzona przez Petera Hillsa i Michaela Argylea (2002) metoda pomiaru szcz´Êcia The Oxford Happiness Questionnaire (OHQ) w swojej treÊciowej zawartoÊci nawiàzuje do badaƒ empirycznych i koncepcji tego pierwszego. Mierzy ona zarówno subiektywne poczucie szcz´Êcia, dobrostanu i ogólne zadowolenie z własnego ˝ycia, ale równie˝ to, co warunkuje ich osiàgnićie. Połàczenie w pomiarze szcz´Êcia wskaêników subiektywnego dobrostanu i satysfakcji z własnego ˝ycia z ich podmiotowymi uwarunkowaniami mo˝e byç uwa˝ane za błàd koncepcyjny (Kashdan, 2004) albo wartoÊciowà prób´ uchwycenia tego, co okreÊla si´ mianem prawdziwego szcz´Êcia (układu podmiotowych warunków dobrego, wartoÊciowego ˝ycia) lub tzw. bogactwa psychicznego (wyra˝ajàcego si´ w dobrostanie i wysokiej jakoÊci własnego ˝ycia) (por. Ryff, 2004; Trzebiƒska, 2008; Seligman, 2005; Diener, Biswas-Diener, 2010). Niestety w artykule prezentujàcym narz´dzie autorzy nie wyra˝ajà explicite zało˝eƒ teoretycznych metody pomiaru szcz´Êcia ani nie definiujà pojćia szcz´Êcia, co jest niewàtpliwie słaboÊcià ich pracy i stanowi podstaw´ uzasadnionej krytyki (patrz analiza krytyczna: Kashdan, 2004). Zało˝enia te nale˝y wywnioskowaç z zawartoÊci narz´dzia, odnoszàc si´ do badaƒ i koncepcji samego Argyle’a i jego współpracowników (2004a; 2004b; Argyle, Martin, Crossland, 1989; Argyle, Martin,1991). Koncepcja Argyle’a przez innych badaczy zaliczana jest do nurtu koncepcji eudajmonistycznych, a OHQ traktowane jest jako miara ogólnego zadowolenia z ˝ycia (Maltby, Day, Barber, 2005). Podobnie jak w przypadku wielu teorii eudajmoni-

This copy is for personal use only - distribution This copy is for personal use only - distribution prohibited. This copy is for personal use only - distribution prohibited. This copy is for personal use only - distribution prohibited. -

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 38

ed ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

y is

for

rso

ly -

dis tr

stycznych, Argyle próbuje tworzyç uniwersalny model szcz´Êliwego człowieka. Analizujàc treÊci pozycji OHQ mo˝na stwierdziç, ˝e koncepcja badanego nim szcz´Êcia zdaje si´ współgraç np. z eudajmonistycznà koncepcjà Ryff, według której prawdziwymi miarami szcz´Êcia i tym samym pozytywnie rozumianego zdrowia psychicznego sà takie aspekty dobrostanu, jak: samoakceptacja, pozytywne relacje z innymi ludêmi, autonomia, zdolnoÊç kształtowania swojego Êrodowiska, poczucie sensu, celowoÊci, wartoÊci własnego ˝ycia i rozwój osobisty (Ryff, Singer, 2002; Ryff, 2004). ZawartoÊç pozycji OHQ wià˝e si´ te˝ z tym, co Diener i Biswas-Diener (2010; por. Trzebiƒska, 2008) okreÊlajà mianem bogactwa psychicznego. Poj´cie to obejmuje zadowolenie z ˝ycia i poczucie szcz´Êcia (dobrostan psychiczny) oraz poczucie sensu ˝ycia, zaanga˝owanie w wartoÊciowe i interesujàce aktywnoÊci oraz cele ˝yciowe, prezentowanie pozytywnych postaw ˝yciowych i doznawanie pozytywnych emocji, duchowoÊç, zdrowie, dobre relacje społeczne i posiadanie zasobów materialnych wystarczajàcych do zaspokojenia indywidualnych potrzeb. Argyle, tak jak i inni badacze (por. Ryff, Singer, 2002; Czapiƒski, 2004; Trzebiƒska, 2008; Diener, Biswas-Diener, 2010), przywiàzuje du˝à wag´ do właÊciwoÊci podmiotowych warunkujàcych szcz´Êcie. Szcz´Êliwi ludzie, w porównaniu z mniej szcz´Êliwymi, majà wy˝sze poczucie własnej wartoÊci i kontroli nad zdarzeniami oraz sà bardziej optymistyczni (Argyle, Martin,1991). To, czy człowiek jest szcz´Êliwy, zale˝y nie tylko od tego, co go w ˝yciu spotyka, ale i od tego, jak reaguje na to, co go spotyka, jak sobie z tym radzi. Szcz´Êcie mierzone OHQ zdaje si´ byç wynikiem dobrego, efektywnego radzenia sobie w ˝yciu, poczucia kompetencji i kontroli nad własnym ˝yciem. Powy˝sze cechy kształtujà si´ pod wpływem doÊwiadczeƒ społecznych oraz w wyniku celowych oddziaływaƒ, np. terapeutycznych, i mogà podlegaç zasadniczym zmianom i pociàgaç za sobà zmiany w poziomie zadowolenia z ˝ycia (Argyle, Martin, 1991). Ogólne poczucie szcz´Êcia zale˝y wi´c głównie od satysfakcji, jakà przynosi ˝ycie, poczucia sensu ˝ycia i optymistycznego nastawienia, satysfakcji czerpanej z bliskich zwiàzków z innymi ludêmi, poczucia własnej wartoÊci i samoakceptacji oraz zdrowia, które daje mo˝liwoÊç samorealizacji (Argyle, Martin, 1991; Argyle 2004a).

Jak powstało i co mierzy OHQ?

is c

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia Hillsa i Argyle’a (2002) bazuje na Oksfordzkim Inwentarzu Szcz´Êcia (OHI), autorstwa Argyle’a, Martina i Crosslanda (1989). OHI skonstruowano głównie w celu prowadzenia badaƒ w Katedrze Psychologii Eksperymentalnej Uniwersytetu Oksfordzkiego. Z zamierzenia miał on byç ogólnà miarà podmiotowego szcz´Êcia. Autorzy OHI przyj´li, ˝e szcz´Êcie wià˝e si´ z cz´stotliwoÊcià i stopniem nasilenia pozytywnych emocji, wysokim poziomem satysfakcji z ˝ycia, a tak˝e niewyst´powaniem takich negatywnych odczuç, jak przygn´-

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 39

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

is c

y is

for

rso

ly -

dis tr

bienie i l´k. OHI zawiera trzy podstawowe wymiary: satysfakcj´, pozytywne emocje oraz emocje negatywne. Argyle, zgodnie z poglàdami Bradburna (1969) zało˝ył, ˝e na poziom zadowolenia z własnego ˝ycia niezale˝nie wpływa doÊwiadczanie emocji pozytywnych i negatywnych. Tak wi´c mo˝na byç zadowolonym z własnego ˝ycia pomimo doÊwiadczania okreÊlonych emocji negatywnych, a nie zawsze chwilowe radoÊci wià˝à si´ z ogólnà satysfakcjà z własnego ˝ycia (por. Czapiƒski, 2004; Diener, Biswas-Diener, 2010). Oksfordzki Inwentarz Szcz´Êcia składa si´ z 20 pozycji i wyglàdem przypomina Inwentarz Depresji Becka, stworzony do klinicznego u˝ytku w celu diagnozowania stanów maniakalnych i depresyjnych, tyle ˝e ma badaç ich przeciwieƒstwo. W nowej wersji metody pomiaru szcz´Êcia – OHQ – dodano dziewi´ç stwierdzeƒ, rozszerzajàcych badany konstrukt o nowe wskaêniki szcz´Êcia, oraz zmieniono skal´ odpowiedzi z 4-punktowej wielokrotnego wyboru, na 6-punktowà typu Likertowskiego. Poczàtkowe analizy czynnikowe wskazywały na 7 i 9 czynników wspólnych, konstytuujàcych badany konstrukt szcz´Êcia. Jednak˝e kolejne ortogonalne analizy czynnikowe wyników OHQ pozwoliły zidentyfikowaç pojedynczy czynnik wy˝szego rz´du, który sugeruje, ˝e konstrukt jest jednowymiarowy (Hills, Argyle, 2002). Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia Hillsa i Argyle’a (2002) jest szczególnà miarà szcz´Êcia człowieka, gdy˝ uj´te jest ono zarówno w perspektywie hedonistycznej, jak i eudajmonistycznej (por. Czapiƒski, 2004; Maltby, Day, Barber, 2005). Autorzy metody nie odwołujà si´ tylko do poczucia dobrostanu (subjective well-being), satysfakcji ˝yciowej czy zadowolenia z siebie samego oraz z całoÊci własnego ˝ycia, ale uwzgl´dniajà szerokie spektrum, dowiedzionych empirycznie, wzgl´dnie trwałych, podmiotowych wyznaczników i determinant poczucia szcz´Êcia (Argyle, 2004a; 2004b; Argyle, Martin, Crossland, 1989; Argyle, Martin,1991; Hills, Argyle, 2002). Nale˝y zauwa˝yç, ˝e chocia˝ badania Argyle’a (2004a; 2004b) mocno skupiajà si´ na poszukiwaniu zewn´trznych korelatów szcz´Êcia, to jednak OHQ prawie w ogóle je pomija, poniewa˝ sà słabo powiàzane z ogólnà satysfakcjà z własnego ˝ycia i z siebie samego. Pomiar szcz´Êcia za pomocà OHQ skoncentrowany jest na podmiotowych właÊciwoÊciach, predysponujàcych jednostk´ do doÊwiadczania dobrostanu psychicznego i poczucia szcz´Êcia, jako indywidualnego prze˝ycia zadowolenia i satysfakcji z siebie samego oraz przebiegu własnego ˝ycia. Nie jest to prosta miara dobrostanu psychicznego ani ogólnej satysfakcji z własnego ˝ycia, ale zło˝ona miara obejmujàca równie˝ najistotniejsze – według autorów – podmiotowe uwarunkowania bycia szcz´Êliwym, prowadzenia szcz´Êliwego, to znaczy wartoÊciowego i dobrego ˝ycia. Autorzy co prawda nie wprost, ale odwołujà si´ do takich właÊciwoÊci, które powszechnie okreÊlane sà jako zasoby radzenia sobie lub jako cnoty człowieka czy te˝ jako bogactwo psychiczne, takie jak: optymizm, poczucie sensu ˝ycia, poczucie samoskutecznoÊci i kontroli osobistej, poczucie własnej wartoÊci i samoakceptacja, ˝yczliwoÊç w relacjach interpersonalnych, poczucie humoru, zdrowie fizyczne,

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 40

ed ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

rso

ly -

dis tr

atrakcyjnoÊç interpersonalna, wra˝liwoÊç i zainteresowania estetyczne, pozytywna afektywnoÊç, stabilnoÊç emocjonalna, aktywnoÊç czy ekstrawersja (por. Kashdan, 2004; Maltby, Day, Barber, 2005; por. Poprawa, 2001; Trzebiƒska, 2008; Diener, Biswas-Diener, 2010). Nale˝y zauwa˝yç, ˝e ujmowanie szcz´Êcia poprzez pryzmat podmiotowych właÊciwoÊci, warunkujàcych prowadzenie dobrego, a wić wartoÊciowego i sensownego ˝ycia czy te˝ jako bogactwa psychicznego, jest bardzo bliskie znaczeniu, jakie psychologia zdrowia przypisuje podmiotowym zasobom radzenia sobie. Zasoby te okreÊla si´ mianem potencjałów zdrowia, gdy˝ jednostki dobrze w nie wyposa˝one i potrafiàce z nich adekwatnie korzystaç, efektywnie radzà sobie ze stresujàcymi wymaganiami transakcji ˝yciowych, co słu˝y ich dobrostanowi, zdrowiu, osobistemu rozwojowi i szcz´Êciu (Poprawa, 2001; 2008; Friedman, 2003; Heszen, S´k, 2007; Ogiƒska-Bulik, Juczyƒski, 2008). Tworzàc OHI i póêniej OHQ autorzy zakładali te˝, ˝e wskaênikiem szcz´Êcia jest brak symptomów depresji i l´ku (Argyle, Martin, Crossland, 1989; Hills, Argyle, 2002). Tak wić OHQ, mierzàc szcz´Êcie jednostki, odwołuje si´ równie˝ do symptomów zaburzeƒ afektywnych, głównie depresji, l´ku czy dystresu (cierpienia psychicznego), a właÊciwie ich braku, czy wyst´powania stanów im przeciwstawnych. Zło˝onoÊç badanego przez OHQ konstruktu skłania do okreÊlenia tego narz´dzia jako ogólnej miary szcz´Êcia człowieka, nie tylko dobrostanu psychicznego, satysfakcji z własnego ˝ycia, ale i tego, co szcz´Êcie przynosi (warunkuje), w tym wypadku chodzi o zasoby (potencjały) szcz´Êcia. W ujćiu eudajmonistycznym prawdziwe szcz´Êcie uto˝samiane jest z tym, co pozwala wieÊç dobre ˝ycie, a sà to głównie potencjały (zasoby) jednostki (Seligman, 2005; Trzebiƒska, 2008; Diener, Biswas-Diener, 2010).

Polska adaptacja OHQ

is c

y is

for

Prace nad polskà adaptacjà OHQ przeprowadzono zgodnie z procedurami metodologicznymi (na ten temat patrz: Brzeziƒski, 1996; Hornowska, Paluchowski, 2004). Poza mnà realizowały je dwie moje magistrantki Anna Podlaska (2004) i Katarzyna Lisowska (2006). Tłumaczenie The Oxford Happiness Questionnaire na j´zyk polski wykonało niezale˝nie pi´ciu tłumaczy. Nast´pnie dwóch ekspertów znajàcych koncepcj´ Argyle’a ustaliło ujednolicone tłumaczenie poszczególnych pozycji. W celu sprawdzenia poprawnoÊci tłumaczenia OHQ na j´zyk polski, z powrotem przetłumaczono go na j´zyk angielski (back translation). Przeprowadził to psycholog, b´dàcy zarazem doÊwiadczonym filologiem angielskim. Po retranslacji, pi´ciu filologów angielskich (w tym jeden native speaker) oceniło zgodnoÊç oryginalnej wersji OHQ z back translation, a tak˝e, niezale˝nie, oceniło trafnoÊci polskiego tłumaczenia w zestawieniu z oryginałem. Po wykonaniu tej oceny, eksperci wraz z tłumaczami, prze-

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 41

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

dis tr

prowadzili dyskusj´ nad ostatecznym brzmieniem polskiego tłumaczenia, tworzàc jego ujednoliconà i uzgodnionà wersj´ ostatecznà (patrz: Aneks). Kolejnym krokiem było zbadanie równowa˝noÊci wyników uzyskiwanych za pomocà oryginalnej wersji metody i wersji polskiej. Badanie to przeprowadzono (zgodnie z procedurà opisanà przez Hornowskà i Paluchowskiego, 2004), wÊród 31 studentów IV i V roku filologii angielskiej w Uniwersytecie Wrocławskim, z dwutygodniowym odst´pem mi´dzy badaniami. Uzyskano bardzo wysokà dodatnià korelacj´ mi´dzy dwoma wersjami testu (r = 0,91; p < 0,001), co potwierdziło zgodnoÊç polskiej wersji z oryginalnà.

ly -

Wyniki badaƒ nad wartoÊcià psychometrycznà polskiej wersji Oksfordzkiego Kwestionariusza Szcz´Êcia (OKS)

is c

y is

for

rso

Na poczàtek zbadano struktur´ czynnikowà OKS, szukajàc odpowiedzi na pytanie, czy metoda ta mierzy homogeniczny konstrukt czy kilka ró˝nych konstruktów, mniej lub bardziej powiàzanych ze sobà? Pytanie to jest fundamentalne dla dalszych badaƒ nad właÊciwoÊciami psychometrycznymi tego narz´dzia. Uzasadnia je, po pierwsze, zło˝onoÊç mierzonego konstruktu szcz´Êcia (Kashdan, 2004), po drugie, niejednoznaczne wyniki analiz czynnikowych oryginalnej wersji metody (Hills, Argyle, 2002). Badania przeprowadzono łàcznie na próbie 775 osób wieku od 18 do 60 lat (Êrednia wieku = 29,6), mieszkaƒców Dolnego Âlàska, b´dàcych studentami kilku uczelni wy˝szych i ich krewnych oraz znajomych. Kobiety stanowiły 58,1% próby, a m´˝czyêni 41,9%. Przeprowadzono eksploracyjnà analiz´ czynnikowà metodà czynników głównych (zasoby zmiennoÊci wspólnej) i ustalono liczb´ czynników wspólnych, na podstawie o trzy kryteria: kryterium połowy, kryterium Kaisera, tj. wartoÊci własnej wi´kszej od jednoÊci, oraz kryterium testu osypiska (patrz: rycina 1) (omówienie metod wyodr´bniania czynników patrz: Zakrzewska, 1994; Stanisz, 2007). Test osypiska sugeruje rozwiàzanie dwuczynnikowe (patrz: rycina 1). Pierwszy, wyodr´bniony, wyró˝niajàcy si´ czynnik ma wysokà wartoÊç własnà 7,30 i wyjaÊnia ponad 25% wariancji wyników OKS. Drugi czynnik, o niskiej wartoÊci własnej 1,38, wyjaÊnia zaledwie 4,75% tej wariancji. Ma on co prawda wartoÊç własnà wi´kszà od 1, ale nie wyjaÊnia sugerowanej przez statystyków co najmniej 5% całkowitej wariancji (kryterium połowy, za: Stanisz, 2007). Oba czynniki wyjaÊniajà niestety niedu˝o, bo około 30% zmiennoÊci całkowitej OKS. Analiza czynnikowa przeprowadzona bez rotacji nie pozwala zinterpretowaç zawartoÊci czynnika drugiego, którego wszystkie ładunki czynnikowe sà poni˝ej wartoÊci 0,40, którà przyj´to jako istotnà dla czynnika. Natomiast wszystkie ładunki czynnikowe pozycji w czynniku 1, z wyjàtkiem pi´ciu pozycji, sà wi´ksze od 0,40.

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 42

dis tr

5 4

ly -

1,38

0,73 0,56 0,49 0,37 0,36 0,23 0,20 0,16 0,15 0,06 0,02 0,00

Liczba wartości własnych

Rycina 1. Test osypiska 29-itemowej wersji OKS – wykres wartoÊci własnych. èródło: opracowanie własne

is c

y is

for

rso

˚eby móc zinterpretowaç zawartoÊç czynnika drugiego, wykonano rotacj´ ortogonalnà metodà Varimax, której rezultaty zawiera tabela 1. Rotacja wyodr´bniła dwa czynniki, pierwszy wyjaÊniajàcy 16,5% wariancji wyników OKS, a drugi 13,3%. W oparciu o wartoÊç ładunków czynnikowych przeprowadzono analiz´ treÊciowà pozycji wchodzàcych do czynnika 1 i 2. Analiza ta jednoznacznie wykazała, ˝e do czynnika pierwszego weszło 17 pozycji OKS, które zostały sformułowane pozytywnie, to znaczy sà bezpoÊrednimi wskaênikami zasobów (potencjałów) szcz´Êcia. Natomiast do czynnika drugiego weszło 12 pozycji OKS, które zostały sformułowane negatywnie i odnoszà si´ do deficytów zasobów szcz´Êcia, takich jak: brak satysfakcji ˝yciowej, brak optymizmu i pozytywnego nastawienia do ˝ycia, innych ludzi i siebie samego, brak poczucia skutecznoÊci radzenia sobie, brak poczucia sensu i celu w ˝yciu, brak poczucia zdrowia. Pozycje te, w zamierzeniu autorów, majà mierzyç szcz´Êcie i jego zasoby, przez brak potwierdzenia dla nich, czyli wskazanie przez badanego na ich przeciwieƒstwo. Najprawdopodobniej tylko negatywne sformułowanie treÊci pozycji majàcej wskazywaç na szcz´Êcie i jego zasoby wpłyn´ło na wyodr´bnienie dwóch czynników. Tak wi´c metoda zawiera dwa wskaêniki szcz´Êcia i jego zasobów: 1) pozytywny i 2) negatywny. Mimo to wyniki te nie przeczà homogenicznoÊci badanego konstruktu szcz´Êcia. Dalsze, omówione poni˝ej, analizy pozycji i rzetelnoÊci OKS wskazujà, ˝e pozycje wchodzàce do obu czynników

This copy is for personal use only - distribution prohibited. This copy is for personal use only - distribution prohibited.

Wartość własna

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

7,30 7

ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

This copy is for personal use only - distribution

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 43

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

ly -

dis tr

mo˝na sumowaç. Tak wi´c wynik badania OKS jest sumà pozycji pozytywnie (wprost potwierdzanych przez badanego) i negatywnie (niepotwierdzanych przez badanego) wskazujàcych na zasoby szcz´Êcia. Zbadano moc dyskryminacyjnà, czyli korelacj´ wyników ka˝dej z 29 pozycji tworzàcych OKS z wynikiem ogólnym (Brzeziƒski, 1996), co stanowi równie˝ sprawdzian homogenicznoÊci konstruktu mierzonego OKS (Hornowska, 2009). Trzy pozycje korelowały z wynikiem ogólnym poni˝ej 0,30, co Êwiadczy o ich niskiej mocy dyskryminacyjnej (patrz: tabela 1). Ich usuni´cie nieznacznie podwy˝szało współczynnik spójnoÊci wewn´trznej (α Cronbacha) OKS. Po analizie treÊci tych pozycji (4, 5 i 14, patrz: Aneks) zdecydowano o ich wykluczeniu, w przekonaniu o nieosłabieniu mocy diagnostycznej narz´dzia, natomiast u˝ytecznym skróceniu narz´dzia. Wysokie sà parametry spójnoÊci wewn´trznej oraz rzetelnoÊci połówkowej 29-pozycyjnej wersji OKS. Zbadano równie˝ moc dyskryminacyjnà 26 pozycji, skróconej wersji OKS, obliczono współczynnik spójnoÊci wewn´trznej (α Cronbacha) oraz współczynnik rzetelnoÊci połówkowej. Zmniejszenie liczby pozycji OKS nieznacznie podwy˝szyło rzetelnoÊç narz´dzia. Wyniki tych analiz zawiera tabela 1.

This copy is for personal use only - distribution -

rit

0,492

0,440

0,433

0,013

0,340

0,339

0,360

0,564

0,555

0,028

0,286

0,413

0,274

0,173

0,481

0,483

0,390

5 (–)

0,008

6 (–)

0,225

0,563

0,529

0,516

0,522

0,084

0,403

0,420

0,442

0,144

0,389

0,397

0,424

0,409

0,546

0,536

0,202

0,425

0,410

0,405

0,535

0,197

0,483

0,505

0,476

0,440

0,602

0,595

0,164

0,453

0,411

0,404

0,025

0,426

0,296

0,474

0,449

0,607

10 (–)

14 (–)

is c

11 13 (–) 15

for

rso

1 (–)

This copy is for personal use only - distribution prohibited. -

Cz. 2

y is

Cz. 1

OKS-26

OKS-29 Pozycja

Tabela 1. Wyniki analizy właÊciwoÊci psychometrycznych OKS-29 i OKS-26.

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 44

0,603

OKS-29

Pozycja

Cz. 2

rit

0,468

0,124

0,394

0,631

0,076

0,475

0,571

0,101

0,452

19 (–)

0,171

0,617

0,520

0,506

0,410

0,256

0,441

0,452

0,368

0,336

0,466

0,473

0,610

0,280

0,588

23 (–)

0,156

0,388

0,365

0,360

24 (–)

0,294

0,553

ly -

0,602

0,564

0,568

0,331

0,601

0,611

0,609

0,253

0,577

0,579

27 (–)

0,317

0,334

0,444

0,451

28 (–)

0,204

0,465

0,448

0,441

29 (–)

0,218

0,432

0,423

0,434

war.włas. α

4,800

0,895

0,897

udział rz.połów.

0,165

0,907

0,908

lu na

rit

0,400 0,481 0,467

rso

3,876 0,133

Legenda: (–) pozycje sformułowane negatywnie; Cz.1 i 2 – czynniki w pełnej wersji OKS; rit – moc dyskryminacyjna; war.włas. – wartoÊç własna; udział x 100 = % wyjaÊnianej wariancji; α – alfa Cronbacha; rz.połów. – rzetelnoÊç połówkowa. èródło: opracowanie własne

for

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

dis tr

Cz. 1

is c

y is

Jednym ze sposobów badania rzetelnoÊci testu jest analiza stałoÊci czasowej jego wyników, metodà test – retest (Hornowska, 2009). Badanie takie przeprowadzono w grupie 72 studentów Uniwersytetu Wrocławskiego, z odst´pem 6-tygodniowym (Podlaska, 2004). Uzyskano wysoki współczynnik stabilnoÊci bezwzgl´dnej, który wynosi rtt = 0,77 (p < 0,001). Jest to wynik wysoki, mimo ˝e długi był odst´p czasowy mi´dzy dwoma badaniami, a tak˝e, mimo ˝e badanie testowe i retestowe przeprowadzono w odmiennych warunkach psychologicznych (pierwsze w czasie sesji egzaminacyjnej, a drugie po sesji, po pomyÊlnym zadaniu egzaminów). Wyniki wy˝ej omówionych analiz statystycznych wskazujà na zadowalajàcà i podobnà do oryginalnej rzetelnoÊç narz´dzia.

This copy is for personal use only - distribution prohibited. -

OKS-26

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

cd. tabeli 1

ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

This copy is for personal use only - distribution

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 45

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

TrafnoÊç OHQ

is c

y is

for

rso

ly -

dis tr

W oryginalnej wersji metody trafnoÊç pomiaru szcz´Êcia za pomocà OHQ potwierdzano poprzez korelowanie wyniku OHQ z miarami takich zmiennych, jak: ekstrawersja (0,61 z p < 0,001), neurotycznoÊç (–0,59 z p < 0,001) i psychotycznoÊç (–0,17 z p < 0,05), satysfakcja z własnego ˝ycia (0,77 z p < 0,001), poczucie własnej wartoÊci (0,81 z p < 0,001), optymizm dyspozycyjny (0,79 z p < 0,001), poczucie sensu i celu w ˝yciu (0,77 z p < 0,001) oraz mierzonych skalà depresji – szcz´Êcia (Depression–Happiness DH Scale) (dla wyniku ogólnego 0,90 z p < 0,001, pozytywne itemy 0,87 z p < 0,001, a negatywne itemy 0,85 z p < 0,001) (Hills, Argyle, 2002). W polskich badaniach próbowano odtworzyç badania oryginalne, ale nie było to w pełni mo˝liwe z powodu braku dost´pnoÊci do polskich wersji niektórych narz´dzi wykorzystywanych przez Hillsa i Argyle’a. Zbadano korelacje OKS z wynikami ró˝nych narz´dzi mierzàcych to˝same z badaniami Hillsa i Argyle’a lub podobne zmienne, takie jak: satysfakcja z ˝ycia (mierzona SWLS w adaptacji Juczyƒskiego (2001)), optymizm dyspozycyjny (mierzony LOT–R, w adaptacji Poprawy i Juczyƒskiego; Juczyƒski (2001)), uogólnione poczucie własnej wartoÊci (mierzone RSES Rosenberga, w tłumaczeniu Juczyƒskiego), samoocena zasobów (potencjałów) radzenia sobie i jej dwa podtypy (mierzone Skalà Samooceny Zasobów (SSOZ) Poprawy (2008)), uogólnione poczucie samoskutecznoÊci (mierzone GSES, w adaptacji Juczyƒskiego (2001)), poczucie koherencji i jego komponenty (mierzone SOC-29 Antonovskyego (1995)). Wymienione zmienne powinny pozytywnie i wysoko korelowaç z analizowanà miarà potencjałów szcz´Êcia. Ponadto pozytywnie z wynikiem OKS powinna korelowaç ocena poznawcza stresujàcych wymagaƒ ˝yciowych w kategoriach wyzwania (mierzona KOS WrzeÊniewskiego i Włodarczyk (2001)) oraz cecha ekstrawersji (mierzona EPQ-R w adaptacji Brzozowskiego i Drwala (1995)). Natomiast neurotycznoÊç i psychotycznoÊç (mierzone EPQ-R), spostrzegany stres (mierzony PSS-10 Cohena, Kamarcka i Mermelstiena (1983), we własnej adaptacji), poziom psychologicznego dystresu (braku dobrostanu) (mierzony GHQ-12, w adaptacji Makowskiej i Merecz (2001)) oraz ocena poznawcza stresujàcych wymagaƒ ˝yciowych w kategoriach zagro˝enia i straty (mierzone KOS) powinny korelowaç z OKS ujemnie. Przeprowadzone analizy, których wyniki prezentuje tabela 2, potwierdziły powy˝sze zało˝enia. Pomiar zasobów szcz´Êcia za pomocà OKS bardzo wysoko pozytywnie koreluje z poczuciem własnej wartoÊci i samoocenà zasobów radzenia sobie. Przy czym OKS silniej koreluje z samoocenà w zakresie takich cech, które wyra˝ajà ogólne pozytywne nastawienie do siebie, innych ludzi i zmagania si´ z ˝yciowymi trudnoÊciami, a nieco słabiej, ale ogólnie wysoko z samoocenà w zakresie cech, które wyra˝ajà poczucie kompetencji radzenia sobie. Wynik OKS wysoko pozytywnie koreluje z uogólnionym poczuciem satysfakcji z własnego ˝ycia, optymizmem dyspozycyjnym oraz poczuciem koherencji i wszystkimi jego składowymi, przy czym najsilniej z poczuciem sensownoÊci.

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 46

ed Zmienna

OKS

0,69

ekstrawersja

optymizm dyspozycyjny

0,67

neurotycznoÊç

poczucie własnej wartoÊci

0,74

psychotycznoÊç

samoocena zasobów

0,73

kłamstwo

pozytywne nastawienie

0,73

spostrzegany stres

–0,57

poczucie kompetencji

0,66

psychologiczny dystres

–0,60

samoskutecznoÊç

0,60

ocena stresu – zagro˝enie

–0,45

poczucie koherencji

0,68

ocena stresu – wyzwanie

0,18

zrozumiałoÊç

0,58

ocena stresu – strata

–0,31

zaradnoÊç

0,61

ryzyko problemów alkohol.

–0,18

sensownoÊç

0,67

OKS

satysfakcja z ˝ycia

–0,34

0,50

ly -

dis tr

–0,47

0,02

nałogowa motywacja picia

–0,23

Wszystkie korelacje istotne z p<0,05, z wyjàtkiem skali kłamstwa.

is c

y is

for

rso

Hills i Argyle (2002) zbadali korelacj´ OHQ z EPQ-R mierzàcym trzy główne cechy osobowoÊci wg koncepcji Eysencka, tj. neurotycznoÊç, ekstrawersj´ i psychotycznoÊç. Podobnie jak w badaniach oryginalnych, skorelowano wyniki OKS z wynikami polskiej adaptacji EPQ-R (Brzozowski, Drwal, 1995). Tak jak przewidywano, i zgodnie z rezultatami Hillsa i Argyle’a uzyskano wysokà pozytywnà korelacj´ wyniku OKS z ekstrawersjà, natomiast przeci´tnà ujemnà korelacj´ z neurotycznoÊcià i słabà ujemnà korelacj´ z psychotycznoÊcià. Ponadto stwierdzono, ˝e wynik OKS nie koreluje istotnie ze skalà kłamstwa EPQ-R (patrz szczegóły: tabela 2). Tak jak przewidywano, OKS negatywnie wysoko koreluje z miarami spostrzeganego stresu i dystresu (braku subiektywnego dobrostanu). Stwierdzono równie˝ zgodnie z oczekiwaniami istotnà przeci´tnà negatywnà korelacj´ OKS z ocenà stresujàcych wymagaƒ ˝yciowych w kategorii zagro˝enia i nieco słabszà w kategorii straty. Z ocenà stresu w kategorii wyzwania wynik OKS koreluje, tak jak zakładano, istotnie i dodatnio, ale korelacja ta jest słaba. Podlaska (2004) zbadała zwiàzki OKS z symptomami psychopatologicznymi mierzonymi Skalà Objawów Psychopatologicznych (SCL-90 Derogatisa, Lipmana i Covi, w polskiej adaptacji Siwak–Kobayashi, Pohoreckiej i Mroziak (1993, za: Mroziak, Czabała, Wójtowicz, 1997)). Przewidywano, ˝e OKS b´dzie negatywnie wiàzał si´ z objawami psychopatologicznymi. Tak jak zało˝ono, korelacje skal SCL-90 z OKS były ujemne i w wi´kszoÊci statystycznie istotne na poziomie p < 0,05,

This copy is for personal use only - distribution prohibited. This copy is for personal use only - distribution prohibited. This copy is for personal use only - distribution prohibited.

Tabela 2. Wyniki analizy korelacji OKS z miarami ró˝nych zasobów, cech i symptomów (w próbie N = 152) Zmienna

ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

This copy is for personal use only - distribution

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 47

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

rso

ly -

dis tr

od –0,28 do –0,62. Najwy˝ej i ujemnie wynik OKS koreluje ze skalà depresji (r = –0,62), nadwra˝liwoÊci interpersonalnej (r = –0,61), psychotycznoÊci (r = –0,51). Przeci´tnie ze skalà myÊlenia paranoidalnego (r = –0,48) i skalà l´ku (r = –0,45), a najsłabiej ze skalà przejadania si´ (r = –0, 28). Za trafnoÊcià pomiaru zasobów (potencjałów) szcz´Êcia za pomocà OKS przemawiajà te˝ wyniki badaƒ Poprawy (2010), ujawniajàce negatywny istotny zwiàzek wyniku OKS z zaanga˝owaniem w u˝ywanie alkoholu i ryzykiem uzale˝nienia (r = –0,22, z p < 0,001) oraz z motywacjà picia w celu radzenia sobie ze stresem (w zale˝noÊci od miary tej motywacji r = –0,46 lub r = –0,36 z p < 0,001). Osoby skłonne do nadmiernego u˝ywania alkoholu, pijàce szkodliwie i uzale˝nione majà generalnie ni˝sze zasoby radzenia sobie i potencjały szcz´Êcia ni˝ ludzie zdrowi i niepijàcy nałogowo. „Nałogowcy” pijà alkohol, aby kompensowaç deficyty potencjałów szcz´Êcia i dobrostanu, aby uciec przed wynikajàcym z tych deficytów dyskomfortem i dystresem psychicznym i aby uzyskaç iluzj´ bycia szcz´Êliwym (Poprawa, 2010). W omawianych tu badaniach równie˝ przeanalizowano zwiàzek wyniku OKS ze Skalà U˝ywania Alkoholu Poprawy (2013) i potwierdzono, ˝e zasoby szcz´Êcia istotnie negatywnie wià˝à si´ z nasileniem nałogowej motywacji picia oraz z ogólnym wskaênikiem ryzyka uzale˝nienia (patrz szczegóły: tabela 2). Zbadano równie˝ korelacj´ wyniku OKS z zapotrzebowaniem na aprobat´ społecznà (mierzonym KAS Drwala i Wilczyƒskiej (1980)). Okazała si´ ona istotna (r = 0,32 z p < 0,05). Wynik ten pokazuje, ˝e udzielanie odpowiedzi na pytania OKS nie jest wolne od potrzeby aprobaty społecznej.

Interpretacja wyników oraz opis statystyczny OHQ

is c

y is

for

Wynik OKS to suma ocen wszystkich pozycji (po odwróceniu wartoÊci skali w oznaczonych pozycjach) (patrz: Aneks). Minimalny wynik OKS-29 = 29, odpowiednio w OKS-26 = 26, wskazuje na deficyt szcz´Êcia (brak potencjałów szcz´Êcia), maksymalny mo˝liwy wynik OKS-29 = 174, odpowiednio w OKS-26 = 156 wskazuje na wysokie zasoby (potencjały) szcz´Êcia. Nie stwierdzono istotnych statystycznie ró˝nic mi´dzypłciowych w wynikach OKS-29 (t(769) = –0,87, p = 0,38), jak te˝ OKS-26 (t(769) = –1,24, p = 0,21) (patrz szczegóły: tabela 3). Rozkład wyników nie jest zgodny z rozkładem normalnym, jest lewostronnie asymetryczny, to znaczy mniej jest osób uzyskujàcych niskie wyniki ni˝ wysokie (patrz szczegóły: tabela 3). Asymetria ta generalnie obserwowana jest w badaniach szcz´Êcia (Czapiƒski, 2004). Wyniki wysokie według rozkładu kwartylowego w OKS-29 zaczynajà si´ od 141 pkt, a niskie poni˝ej 117 pkt. W OKS-26 wyniki wysokie sà powy˝ej 130 pkt., a niskie poni˝ej 107 pkt (patrz: tabela 3). Stwierdzono istotne ró˝nice zwiàzane z wiekiem badanych, co ilustruje tabela 4. Najwy˝sze wyniki uzyskujà osoby w wieku od 24 do 30 lat (w tabeli 4

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 48

ed Q2

174 117 141 18,54 0,66 –0,45 0,25 0,05 <0,10

OKS-29k 128,19 130

174 115 141 18,82 0,89 –0,44 0,16

OKS-29m 129,37 131

174 118 142 18,26 1,01 –0,47 0,36

OKS-26

117,64 120

156 107 130 17,15 0,61 –0,50 0,27 0,05 <0,05

OKS-26k 117,00 119

156 105 129 17,43 0,82 –0,48 0,12

OKS-26m 118,56 120

156 108 131 16,85 0,93 –0,53 0,49

dis tr

128,67 130

ly -

OKS-29

Me Min Max

Legenda: M – Êrednia, Me – mediana, Min. – minimalny wynik w próbie, Max. – maksymalny wynik w próbie, Q2 – dolny kwartyl, Q3 – górny kwartyl, SD – odchylenie standardowe, BS – błàd standardowy, A – asymetria, K – kurioza, d – wartoÊç testu Komogorowa–Smironowa, p – poziom istotnoÊci statystycznej èródło: opracowanie własne

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

Tabela 3. Statystyki opisowe OKS-29 i wersji skróconej OKS-26 (w całej próbie N = 775 oraz w grupie kobiet N = 447 i m´˝czyzn N = 324).

rso

– grupa 2), czyli w wieku najwi´kszej aktywnoÊci, produktywnoÊci, najlepszego zdrowia i najwy˝szych mo˝liwoÊci. Poziom szcz´Êcia w tej grupie jest istotnie statystycznie wy˝szy ni˝ we wszystkich pozostałych porównywanych grupach wiekowych. Na drugim miejscu pod wzgl´dem szcz´ÊliwoÊci znajdujà si´ osoby mi´dzy 18. a 24. rokiem ˝ycia, które równie˝ ró˝nià si´ istotnie statystycznie od wszystkich pozostałych grup wiekowych. Potencjał szcz´Êcia obni˝a si´ u badanych powy˝ej 30. roku ˝ycia i jest najni˝szy u osób po 50. roku ˝ycia. Niestety nic nie mo˝emy powiedzieç o szcz´Êciu osób powy˝ej 60. roku ˝ycia, gdy˝ takie nie były obj´te badaniami. Mi´dzy osobami w okresie Êredniej dorosłoÊci i póênej dorosłoÊci ró˝nice sà nieistotne statystycznie.

for

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

This copy is for personal use only - distribution

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 49

1) ≤ 24 lata

y is

Grupy wiekowe

352 118,29 17,22 180 122,05 15,96

3) >30 ≤ 50 lat

179 114,37 16,46

is c

2) >24 ≤ 30 lat 4) >50 lat

F (3;767) 10,46

Test NIR wartoÊci p

p < 2 0,001

0,015

0,011 < 0,001

< 0,001 < 0,001 0,093

60 110,15 18,46

Legenda: F – wartoÊç testu ANOVA, NIR – wyniki porównaƒ mi´dzygrupowych Testem Najmniejszej Istotnej Ró˝nicy èródło: opracowanie własne

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

Tabela 4. Wyniki analizy ró˝nic OKS-26 zwiàzanych z wiekiem

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

ly -

dis tr

OKS mo˝e byç wykorzystywany do indywidualnej diagnozy posiadanych potencjałów szcz´Êcia. Aby było to mo˝liwe, konieczne sà normy standardowe. Poniewa˝ badania walidacyjne OKS przeprowadzono w bardzo du˝ej grupie respondentów (N = 775), stàd przeprowadzenie normalizacji jest uzasadnione. Wyniki surowe OKS-26 układajà si´ w du˝ym, ponad 100-punktowym przedziale, stàd najlepszà normalizacyjnà skalà standardowà wydaje si´ Skala T (tenowa). Jest to skala o najwi´kszym zakresie spoÊród znanych skal normalizacyjnych, od 0 do 100 pkt., gdzie Êrednia równa si´ 50, a odchylenie standardowe 10. Doskonale pasuje ona do rozkładu wyników surowych OKS-26 i, co wi´cej, daje ona najlepsze podstawy ró˝nicowania w zakresie wyników niskich i wysokich (Hornowska, 2009). Wyniki normalizacji przedstawia poni˝sza tabela 5. Ze wzgl´du na stwierdzone istotne statystycznie ró˝nice zwiàzane z wiekiem badanych (patrz: tabela 4), normalizacj´ przeprowadzono niezale˝nie dla trzech grup wiekowych: 1) od 18 do 24 lat, 2) powy˝ej 24 do 30 lat i 3) powy˝ej 30 lat. Normalizacja ta ma charakter wst´pny, gdy˝ badana próba nie była ani losowa, ani reprezentatywna dla wszystkich mieszkaƒców Polski.

This copy is for personal use only - distribution -

rso

>24 ≤ 30 lat N = 180 WS T opis 70 22 bardzo 80 26 niskie 2,78% 86 29 87 30 89 31 niskie 92 33 15,00% 93–95 34 96–98 35 99–100 36 101–102 37 103–104 38 105 39 106 40 107 41 przeci´tne 108–109 42 67,22% 110–111 43 112–113 44 114–115 45 116–117 46

is c

y is

for

18 ≤ 24 lat N = 352 WS T opis 62 20 bardzo 68 24 niskie 2,56% 69 26 70 27 71–74 28 75–79 29 80 30 81–83 31 niskie 84 32 13,92% 85 33 86–87 34 88–90 35 91 36 92–94 37 95–98 38 99 39 100–101 40 102–103 41 przeci´tne 104–105 42 68,47%

Tabela 5. Wst´pne normy standardowe (Tenowe) dla OKS-26 w trzech grupach wiekowych

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 50

>30 ≤ 60 lat N = 239 WS T opis 52 21 bardzo 56 25 niskie 2,51% 63 27 67 28 68 29 71 30 74 31 niskie 84 32 15,06% 85 33 86 34 89–90 35 91–92 36 93–94 38 95 39 96–97 40 98–99 41 przeci´tne 100–101 42 67,78% 102–103 43 104–105 44

cd. tabeli 5

rso

for

y is

is c

Legenda: WS – wynik surowy, T – teny èródło: opracowanie własne

dis tr

>30 ≤ 60 lat N = 239 WS T opis 106 45 przeci´tne 107–108 46 67,78% 109 47 110–111 48 112–113 49 114 50 115–116 51 117–118 52 119–120 53 121 54 122 55 123–124 56 125 57 126 58 127–128 59 129 60 130–133 61 wysokie 134 62 12,97% 135 63 136–137 64 138 65 139–140 66 141 67 142 68 143 69 144 70 145 72 bardzo 146 73 wysokie 1,67% 151 75 156 79

ly -

>24 ≤ 30 lat N = 180 WS T opis 118 47 przeci´tne 119–120 48 67,22% 121 49 122–123 50 124–125 51 126–127 52 128 53 129–130 54 131–133 55 134–135 56 136 57 137 59 138–139 60 140 61 wysokie 141 62 13,33% 142 63 143 64 144–145 65 146 67 147 68 148 70 151 72 bardzo 153 74 wysokie 1,67% 154 78

18 ≤ 24 lat N = 352 WS T opis 106–107 43 przeci´tne 108–109 44 68,47% 110–112 45 113–114 46 115–116 47 117 48 118–120 49 121 50 122 51 123–124 52 125–126 53 127–128 54 129 55 130 56 131 57 132–133 58 134 59 135 60 136–137 61 wysokie 138 62 12,78% 139 63 140 64 141 65 142 66 143 67 144–145 68 146 70 148 71 bardzo 150 73 wysokie 2,27% 151 75 153 76 156 80

ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 51

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

Podsumowanie

is c

y is

for

rso

ly -

dis tr

Zanim posumujemy wyniki badaƒ nad polskà adaptacjà The Oxford Happiness Questionnaire, nale˝y jasno okreÊliç, co mierzy to narz´dzie. OKS, jak te˝ jego oryginalna wersja (OHQ) nie jest wyłàcznie prostà i bezpoÊrednià miarà subiektywnego dobrostanu psychicznego, poczucia szcz´Êcia czy nawet satysfakcji z własnego ˝ycia (Kashand, 2004). Mierzy on ogólne dyspozycje do doÊwiadczania szcz´Êcia, które okreÊlaç mo˝na jako potencjały szcz´Êcia lub jako bogactwo psychiczne jednostki (por. Trzebiƒska, 2008; Diener, Biswas-Diener, 2010). Przeprowadzone prace nad adaptacjà Oksfordzkiego Kwestionariusza Szcz´Êcia wskazujà, ˝e jest to narz´dzie o bardzo dobrych właÊciwoÊciach psychometrycznych. Mo˝na je rekomendowaç do dalszych badaƒ empirycznych nad szcz´Êciem człowieka, nad jakoÊcià ludzkiego ˝ycia i ich uwarunkowaniami. Mo˝e pomagaç ono w diagnostyce, z jednej strony, słabych rezultatów radzenia sobie w ˝yciu i dobrego przystosowania, a z drugiej, zasobów podmiotowych, warunkujàcych dobre, szcz´Êliwe ˝ycie. Uzyskano bardzo wysokie parametry oceny rzetelnoÊci pomiaru za pomocà OKS, przeprowadzonej w oparciu o ró˝ne metody. Rezultaty wszystkich przeprowadzonych analiz badajàcych zwiàzki wyniku OKS ze zmiennymi odnoszàcymi si´ do podobnych teoretycznie konstruktów, dotyczàcych dobrostanu, zadowolenie z ˝ycia, dobrego przystosowania i zdrowia psychicznego, efektywnego radzenia sobie, zasobów radzenia sobie i zdrowia, sà zgodne z przewidywaniami. Korelacje wyniku OKS z miarami wy˝ej wymienionych zmiennych sà pozytywne i wysokie, a nawet bardzo wysokie. Przeciwnie, OKS istotnie negatywnie koreluje z miarami zmiennych dotyczàcych deficytów dobrostanu psychicznego, zasobów szcz´Êcia i efektywnego radzenia sobie w ˝yciu. Rezultaty tych analiz dowodzà trafnoÊci polskiej adaptacji OHQ. Za trafnoÊcià narz´dzia przemawiajà te˝ wyniki eksploracyjnej analizy czynnikowej, wyłaniajàce co prawda dwa czynniki wspólne, ale zawierajà one pozytywnie i negatywnie sformułowane pozycje, b´dàce wskaênikami jednego konstruktu. OKS nie jest prostà, bezpoÊrednià miarà poczucia szcz´Êcia człowieka, w znaczeniu jego subiektywnego dobrostanu (subjective well – being). Dlatego te˝ słusznie jest krytykowany za to, ˝e mierzone nim reakcje i właÊciwoÊci psychologiczne jednostek sà niespójne z tradycyjnie rozumianym poczuciem szcz´Êcia i subiektywnym dobrostanem (Kashand, 2004). Szcz´Êcie jako subiektywny dobrostan zazwyczaj ujmowane jest jako aktualnie doÊwiadczany i subiektywnie oceniany stan emocjonalny lub, ogólniej, jako poznawcza i emocjonalna ocena całego własnego ˝ycia i/lub poszczególnych jego obszarów (Czapiƒski, 2004). W przypadku Oksfordzkiego Kwestionariusza Szcz´Êcia mierzymy nie tylko subiektywny dobrostan, pozytywny bilans afektywny i satysfakcj´ z własnego ˝ycia, ale ich dyspozycyjne uwarunkowania. Stàd te˝ zasadne jest okreÊlaç OKS jako ogólnà miar´ po-

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

This copy is for personal use only - distribution

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 52

ed ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

ly -

dis tr

tencjałów szcz´Êcia człowieka lub te˝ miar´ bogactwa psychicznego. Co oznacza, ˝e OKS mierzy nie tylko poczucie szcz´Êcia, ale i to, co potencjalnie, wzgl´dnie trwale szcz´Êcie przynosi i warunkuje. ˚eby potwierdziç przedstawione tu wnioski i u˝ytecznoÊç OKS do badaƒ nad potencjałami szcz´Êcia, warto by zbadaç jego zwiàzki z istniejàcymi miarami bogactwa psychicznego (np. Diener, Biswas-Diener, 2010). WartoÊç diagnostycznà OKS jako miary potencjałów szcz´Êcia nale˝ałoby te˝ potwierdziç w prospektywnej analizie jego zwiàzków z miarami dobrostanu psychicznego i na przykład doÊwiadczanych stresujàcych wydarzeƒ ˝yciowych oraz efektów radzenia sobie z nimi. Badania takie potwierdziłyby wartoÊç OKS jako metody predykcji poczucia szcz´Êcia w długiej perspektywie ˝ycia, dobrych vs złych rezultatów radzenia sobie z wymaganiami ˝ycia, dobrego vs słabego przystosowania społecznego czy ryzyka zaburzeƒ zachowania i funkcjonowania emocjonalnego. W przeprowadzanych badaniach ograniczono si´ jedynie do dwóch zmiennych demograficznych, płaci i wieku, które mogà ró˝nicowaç potencjały szcz´Êcia człowieka. W dalszych badaniach warto by poszerzyç zakres analizowanych zmiennych demograficznych, jak zazwyczaj jest to robione w badaniach korelatów szcz´Êcia.

Bibliografia

is c

y is

for

rso

Antonovsky A. (1995). Rozwikłanie tajemnicy zdrowia. Jak radziç sobie ze stresem i nie zachorowaç. Warszawa: Fundacja IPN. Argyle M. (2004a). Psychologia szcz´Êcia. Wrocław: Wydawnictwo ASTRUM. Argyle M. (2004b). Przyczyny i korelaty szcz´Êcia. W: J. Czapiƒski (red.), Psychologia pozytywna (s. 165–203). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Argyle M., Martin M. (1991). The psychological causes of happiness. W: F. Strack, M. Argyle, N. Schwarz (red.), Subjective well-being: An interdisciplinary perspective (s. 77–100). Elmsford, NY, US: Pergamon Press. Argyle M., Martin M., Crossland J. (1989). Happiness as a function of personality and social encounters. W: J.P. Forgas, J.M. Innes (red.), Recent advances in social psychology: an international perspective (s. 189–203). North-Holland: Elsevier. Bradburn, N.M. (1969). The structure of psychological well-being. Chicago: Aldine. Brzeziƒski J. (1996). Metodologia badaƒ psychologicznych. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Brzozowski P., Drwal R.Ł. (1995). Kwestionariusz OsobowoÊci Eysencka. Polska adaptacja EPQ-R. Podr´cznik. Warszawa: Pracownia Testów Psychologicznych Polskiego Towarzystwa Psychologicznego. Cohena S., Kamarck T., Mermelstien R. (1983). A global measure of perceived stress. Journal of Health and Social Behavior, 24, 385–396. Czapiƒski J. (2004). Psychologiczne teorie szcz´Êcia. W: J. Czapiƒski (red.), Psychologia pozytywna (s. 51–102). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Diener E., Biswas-Diener R. (2010). Szcz´Êcie. Odkrywanie bogactwa psychicznego. Sopot: Smak Słowa. Diener E., Lucas R.E., Oishi S. (2004). Dobrostan psychiczny. Nauka o szcz´Êciu i zadowoleniu z ˝ycia. W: Czapiƒski (red.), Psychologia pozytywna (s. 35–50). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Drwal R.Ł., Wilczyƒska J.T. (1980). Opracowanie Kwestionariusza Aprobaty Społecznej. Przeglàd Psychologiczny, 23, 184–195.

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 53

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

is c

y is

for

rso

ly -

dis tr

Friedman H.S. (2003). Uzdrawiajàca osobowoÊç. Gdaƒsk: GWP. Heszen I., S´k H. (2007). Psychologia zdrowia. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Hills P., Argyle M. (2002). The Oxford Happiness Questionnaire: a compact scale for the measurement of psychological well – being. Personality and Individual Differences 33, 1073–1082. Hornowska E. (2009). Testy psychologiczne. Teoria i praktyka. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe „Scholar”. Hornowska E., Paluchowski W.J. (2004). Kulturowa adaptacja testów psychologicznych. W: J. Brzeziƒski (red.) Metodologia badaƒ psychologicznych. Wybór tekstów (s. 151–191). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Juczyƒski Z. (2001). Narz´dzia pomiaru w promocji i psychologii zdrowia. Warszawa: PTP, Pracownia Testów Psychologicznych. Kashdan T.B. (2004). The assessment of subjective well-being (issues raised by the Oxford Happiness Questionnaire). Personality and Individual Differences, 36, 1225–1232. Lisowska K. (2006). W poszukiwaniu zasobów zdrowia i szcz´Êcia człowieka. Polska adaptacja The Oxford Happiness Questionnaire. Nieopublikowana praca magisterska. Wrocław: Uniwersytet Wrocławski. Makowska Z., Merecz D. (2001). Polska adaptacja Kwestionariuszy Ogólnego Stanu Zdrowia Davida Goldberga: GHQ-12 i GHQ-28. W: Ocena zdrowia psychicznego na podstawie badaƒ kwestionariuszami Davida Goldberga. Podr´cznik dla u˝ytkowników kwestionariuszy GHQ-12 i GHQ-28. Łódê: Instytut Medycyny Pracy. Maltby J., Day L., Barber L. (2005). Forgiveness and happiness. The differing contexts of forgiveness using the distinction between hedonic and eudaimonic happiness. Journal of Happiness Studies, 6, 1–13. Mroziak B., Czabała J.C., Wójtowicz S. (1997). Poczucie koherencji a zaburzenia psychiczne. Psychiatria Polska, 31, 257–268. Ogiƒska-Bulik N., Juczyƒski Z. (2008). OsobowoÊç, stres a zdrowie. Warszawa: Difin. Podlaska A (2004). Podmiotowe zasoby radzenia sobie ze stresem. Próba konstrukcji narz´dzia pomiaru. Nieopublikowana praca magisterska. Wrocław: Uniwersytet Wrocławski. Poprawa R. (2001). Zasoby osobiste w radzeniu sobie ze stresem. W: G. Doliƒska-Zygmunt (red.), Podstawy psychologii zdrowia (s. 103–141). Wrocław: Wydawnictwo Uniwersytetu Wrocławskiego. Poprawa R. (2008). Samoocena jako miara podmiotowych zasobów radzenia sobie i szcz´Êcia człowieka. W: I. Heszen, J. ˚yciƒska (red.), Psychologia zdrowia w poszukiwaniu pozytywnych inspiracji. Warszawa: Wydawnictwo SWPS „Academica”. Poprawa R. (2010). Zasoby szcz´Êcia a motywacja picia i ryzyko problemów alkoholowych wÊród studentów. Alkoholizm i Narkomania, 23, 27–49. Poprawa R. (2013, w druku). Pomiar stopnia zaanga˝owania w u˝ywanie alkoholu. Badania właÊciwoÊci psychometrycznych Skali U˝ywania Alkoholu. W: J.Chodkiewicz, K.Gàsior (red.), Wybrane zagadnienia z psychologii uzale˝nienia od alkoholu. Warszawa: Difin. Ryff C.D, Singer B. (2002). From social structure to biology. Integrative Science in Pursuit of human health and well being. W: C.R. Snyder, S. Lopez (red.) Handbook of positive psychology. (s. 541–555). Oxford University Press. Ryff C.D., Singer B.(2004). Paradoksy kondycji ludzkiej: dobrostan i zdrowie na drodze ku Êmierci. W: J. Czapiƒski (red.), Psychologia pozytywna (s. 147–162). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN. Stanisz A. (2007). Przyst´pny kurs statystyki z zastosowaniem STATISTICA PL na przykładach z medycyny. Tom 3. Analizy wielowymiarowe. Kraków: StatSoft Polska Sp. z o.o. Trzebiƒska E. (2008). Psychologia pozytywna. Warszawa: Wydawnictwa Akademickie i Profesjonalne. WrzeÊniewski K., Włodarczyk D. (2001) The role of cognitive apparaisal in coping with stress after myocardial infarction: selected theoretical and methodological issues. Polish Psychological Bulletin, 32, 109–114. Zakrzewska M. (1994). Analiza czynnikowa w budowaniu i sprawdzaniu modeli psychologicznych. Poznaƒ: Wydawnictwo Naukowe UAM.

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 54

ANEKS Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia (OKS) Peter Hills, Michael Argyle

ibu tio np roh ibit

Oksfordzki Kwestionariusz Szcz´Êcia. Polska Adaptacja…

dis tr

INSTRUKCJA: Poni˝ej znajduje si´ szereg stwierdzeƒ dotyczàcych szcz´Êcia. Prosimy wskazaç, jak bardzo zgadzasz si´ lub nie zgadasz z ka˝dym z nich, poprzez umieszczenie przy ka˝dym stwierdzeniu liczby, zgodnie z nast´pujàcym kodem:

ly -

1 = zdecydowanie nie zgadzam si´ 2 = umiarkowanie nie zgadzam si´ 3 = raczej nie zgadzam si´ 4 = raczej zgadzam si´ 5 = umiarkowanie zgadzam si´ 6 = zdecydowanie zgadzam si´

Prosimy, abyÊ przeczytał stwierdzenia bardzo uwa˝nie, poniewa˝ niektóre sà twierdzàce, a inne przeczàce. Nie zastanawiaj si´ zbyt długo nad poszczególnymi stwierdzeniami. Nie ma odpowiedzi dobrych czy złych ani podchwytliwych pytaƒ. Pierwsza odpowiedê, która przychodzi Ci do głowy, jest prawdopodobnie tà właÊciwà. JeÊli niektóre ze stwierdzeƒ wydajà Ci si´ trudne, udziel odpowiedzi, która dotyczy Ciebie najbardziej.

is c

y is

for

rso

1. Nie czuj´ si´ szczególnie zadowolony/a z tego, jaki/a jestem. (–) 2. Jestem gł´boko zainteresowany/a innymi ludêmi. 3. Czuj´, ˝e ˝ycie jest bardzo satysfakcjonujàce. 4. Darz´ ciepłymi uczuciami prawie wszystkich ludzi.* 5. Rzadko budz´ si´ wypocz´ty. (–)* 6. Nie jestem zbyt optymistyczny/a, jeÊli chodzi o przyszłoÊç. (–) 7. Wiele rzeczy mnie bawi. 8. Jestem zawsze zaanga˝owany w to, co robi´, i oddany sprawie. 9. ˚ycie jest dobre. 10. Nie sàdz´, ˝e Êwiat jest dobrym miejscem. (–) 11. Du˝o si´ Êmiej´. 12. Jestem bardzo zadowolony/a ze wszystkiego w moim ˝yciu. 13. Nie sàdz´, ˝ebym wyglàdał/a atrakcyjnie. (–) 14. Istnieje rozbie˝noÊç pomi´dzy tym, czego chciał/abym dokonaç, a tym, co zrobiłem do tej pory. (–)* 15. Jestem bardzo szcz´Êliwy/a. 16. Potrafi´ odnaleêç pi´kno w pewnych rzeczach. 17. Pozytywnie nastrajam innych. 18. Mog´ dopasowaç si´ do wszystkiego, do czego chc´. 19. Czuj´, ˝e niezbyt kontroluj´ swoje ˝ycie. (–) 20. Czuj´, ˝e jestem w stanie podjàç si´ ka˝dego zadania. 21. Czuj´ si´ aktywny umysłowo, w pełni Êwiadomy. 22. Cz´sto prze˝ywam radoÊç i uniesienie. * Adaptacja Ryszard Poprawa, Anna Podlaska i Katarzyna Lisowska, Instytut Psychologii Uniwersyte-

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 55

tu Wrocławskiego

ed ibu tio np roh ibit

Ryszard Poprawa

23. Podejmowanie decyzji nie przychodzi mi łatwo. (–) 24. Nie mam szczególnego poczucia sensu i celu w ˝yciu. (–) 25. Czuj´, ˝e mam w sobie spore pokłady energii. 26. Zazwyczaj pozytywnie wpływam na wydarzenia. 27. Nie cieszà mnie relacje z ludêmi. (–) 28. Nie czuj´ si´ zbytnio zdrowy/a. (–) 29. Nie mam szczególnie szcz´Êliwszych wspomnieƒ z przeszłoÊci. (–)

ly -

dis tr

Uwaga: Pozycje oznaczone minusem (–) punktowane sà odwrotnie, na zasadzie: 1 = 6, 2 = 5, 3 = 4. Gwiazdkà (*) oznaczono pozycje, które zostały wyłàczone z wersji skróconej OKS-26.

Ryszard Poprawa Institute of Psychology University of Wrocław

This copy is for personal use only - distribution -

rso

The Oxford Happiness Questionnaire. Polish Adaptation

y is

for

The purpose of this article is to present a Polish adaptation of the Oxford Happiness Questionnaire (OHQ) and evaluation of its psychometric value. OHQ is a measure of the complex construct of happiness, which is composed of satisfaction with one’s own life and self-assurance and personal resources conditioning it. The Polish translation of the tool has been prepared according to methodological standards and the equivalence between the given language versions has been checked. The research of the psychometric properties of the OHQ was conducted on the sample of 775 participants, aged between 18 to 60. The measure has high parameters of reliability as well as the construct and criterion validity. Finally, for further use a shortened, 26-item version of the tool is recommended.

is c

Key words: happiness, resources of coping and health, Oxford Happiness Questionnaire, Polish adaptation, psychometric properties.

This copy is for personal use only - distribution prohibited.

PJZ 01 12_PJZ 01 12.qxp 3/22/13 1:52 PM Page 56