Gorbatkow A. (2002). Skala nadziei-beznadziejności dla adolescentów: trafność konwergentna i dyskryminatywna. Psychologia Rozwojowa, 7, 3, 121-132.

SKALA NADZIEI-BEZNADZIEJNOŚCI DLA ADOLESCENTÓW:

TRAFNOŚĆ KONWERGENTNA I DYSKRYMINATYWNA

Aleksander A. Gorbatkow

Instytut Pedagogiki i Psychologii, Akademia Świętokrzyska w Kielcach

WPROWADZENIE

W ostatnich dziesięcioleciach, związane z przyszłością jednostki emocje nadziei i beznadziejności oraz pokrewne emocje optymizmu i pesymizmu, zyskują coraz większą popularność jako przedmiot badań psychologicznych (por. Snyder, 1994; Stotland, 1969). Jest to prawdopodobnie związane z ogólną tendencją przesuwania się zainteresowania badaczy „od myślenia w kategoriach reaktywności zachowania ... do myślenia w kategoriach proaktywności zachowania” (Tomaszewski, 1998 s. 200). Emocje te badane są zarówno jako wyznaczniki różnych właściwości człowieka np. skuteczności w nauce, sporcie, zawodzie (por. Curry, 1997; Seligman, 1993), zdrowia (por. Räikkönen i in., 1999; Seligman, 1993), skłonności samobójczych (por. Beck, Steer, 1993; itd.), jak i ważny składnik jego dobrostanu psychicznego (por. Czapiński, 1993, 1994).

Mimo znacznego zainteresowania emocjami tego typu, metod ich pomiaru jest stosunkowo niewiele, zwłaszcza takich, które mają, odpowiadającą współczesnym wyobrażeniom o strukturze sfery emocjonalnej, dwuwymiarową budowę, czyli budowę pozwalającą na pomiar pozytywnych i negatywnych emocji jako względnie niezależnych od siebie. A te, które pozwalają na to, niekiedy opracowywane są na zasadach, utrudniających porównanie zdobytych za ich pomocą danych z wynikami większości przeprowadzanych w tej dziedzinie badań. Na przykład znana dzięki książce M. Seligmana (1993) nie tylko w środowisku psychologicznym, lecz także wśród szerokiej publiczności skala ASQ (Peterson i in., 1982), pozwalająca na pomiar optymizmu i pesymizmu jako osobnych wymiarów, zawiera twierdzenia tak pośrednio związane z mierzonymi emocjami, że sensowne porównanie wyników jej zastosowania z danymi, zdobytymi za pomocą metod, opracowanych na bardziej tradycyjnych („bezpośrednich”) zasadach (np. dwuwymiarowa wersja skali LOT M. F. Scheiera i C. S. Carvera, 1994), może okazać się dosyć trudne.

PROBLEM

Tymczasem niektóre z tych bardziej tradycyjnych jednowymiarowych bipolarnych metod zawierają nie tylko itemy, wprost związane z tytułową emocją, lecz również twierdzenia o charakterze przeciwstawnym. Do nich należy między innymi Skala Poczucia Beznadziejności Becka (Beck Hopelessness Scale - BHS), która wzbudziła moje szczególne zainteresowanie nie tylko z powodu jej walorów psychometrycznych i dużej popularności na całym świcie, lecz również dlatego, że istnieje jej polska wersja, która ma pewien „staż pracy naukowo-badawczej” (por. Czapiński, 1993, 1994). Skala Poczucia Beznadziejności została opracowana ponad 25 lat temu przez Aarona Becka i jego współpracowników (Beck, i in. 1974; Beck, Steer, 1993). Od pewnego czasu stosowana jest w Polsce w przekładzie J. Czapińskiego i M. Lewickiej (Czapiński, 1994), między innymi w badaniach nad dobrostanem psychicznym dorosłej populacji Polski (Czapiński, 1993). Metoda zawiera 20 twierdzeń dotyczących przyszłości osoby badanej z dwoma wariantami odpowiedzi: tak i nie. 11 z tych twierdzeń dotyczy tytułowego poczucia beznadziejności, np. "przyszłość wydaje mi się mroczna". Pozostałe 9 dotyczy przeciwstawnej emocji - poczucia nadziei - np. "z ufnością patrzę w przyszłość". Przy obliczeniu wskaźnika poczucia beznadziejności odpowiedzi na te ostatnie twierdzenia odwracają się.

Historia psychometrycznych badań nad metodami o podobnej budowie, gdzie jedna część itemów związana jest z emocjami pozytywnymi, druga zaś część - z emocjami negatywnymi, sugeruje, że taka jednowymiarowa (w intencji autorów) skala może ukrywać w sobie dwa odrębne, względnie niezależne od siebie wymiary. Na przykład słynna skala samoakceptacji M. Rosenberga (Rosenberg Self-Esteem Scale) była opracowana i stosowana jako skala jednowymiarowa bipolarna (Rosenberg, 1965). Jednak wykonana przez innych autorów (Bornman, 1999; Dunbar, 2000; Kaplan, Pokorny, 1969; Shahani i in., 1990) analiza czynnikowa wykryła dwa ortogonalne unipolarne wymiary samoakceptacji (np. „lubię siebie”) i samonieakceptacji (np. „czuję, że z niewielu rzeczy mógłbym być dumny”). Przeprowadzona przez A. A. Gorbatkowa (1980, 1997, 2000c) analiza czynnikowa rosyjskiej i polskiej wersji podskali lęku jako cechy skali STAI C. Spielbergera (1970) również wykryła dwa względnie niezależne od siebie czynniki lęku (twierdzenia typu „za bardzo martwię się czymś, co w gruncie rzeczy nie jest ważne”) i radości (np. „jestem szczęśliwy”). Skala Optymizmu (Life Orientation Test - LOT) M. F. Scheiera i C. S. Carvera (1985) ma podobną historię. Autorzy tego testu w późniejszym badaniu (Scheier, Carver, 1994) dostrzegli dwuwymiarowość swojej skali: analiza czynnikowa metody pozwoliła na wyodrębnienie dwóch stosunkowo niezależnych czynników - optymizmu (np. „jestem zawsze optymistyczny wobec mojej przyszłości”) i pesymizmu (np. „rzadko liczę na to, iż stanie się coś dobrego”). Względna wzajemna niezależność tego rodzaju emocji została stwierdzona także w innych badaniach (np. Chang i in., 1997; Marshall i in., 1992). Wspomniane dane to część rezultatów dużej liczby badań, przeprowadzonych w psychologii emocji, postaw, dobrostanu psychicznego (por. Cacioppo i in. 1999; Diener, Emmons, 1984; Goldstejn, Strube 1994; Gorbatkow, 2002; Tellegen i in., 1999; Watson i in., 1988), uzasadniających ogólną tendencję ostatnich dziesięcioleci do traktowania pozytywnych i negatywnych emocji jako stosunkowo niezależnych od siebie. Tendencja ta ma ponad stuletnią historię i szczególnie zaktywizowała się po badaniach N. M. Bradburna (1969). Zastosowana przez niego Skala Afektywnego Bilansu Doświadczeń (Bradburn Affect Balance Scale), zawierająca po pięć twierdzeń dotyczących dodatnich i ujemnych przeżyć emocjonalnych, pozwoliła na wykrycie bardzo niskiej korelacji między nimi oraz odmiennych korelacji tych przeżyć ze zmiennymi trzecimi: np. towarzyskość istotnie korelowała jedynie z pozytywnymi emocjami przy braku korelacji z negatywnymi.

Przytoczone dane sugerują, iż struktura skali Poczucia Beznadziejności A. Becka może okazać się nie jednowymiarową, lecz dwuwymiarową. Sprawdzenie tej hipotezy (Gorbatkow, 2000a, 2000b) dało pozytywny wynik w próbie adolescentów (uczniów szkół podstawowych), negatywny wynik w próbie studentów oraz częściowo pozytywny, częściowo negatywny wynik w próbie młodzieży ze szkół ponadpodstawowych. Otrzymane rezultaty wskazują na sensowność dalszego psychometrycznego badania tej metody w jej dwuwymiarowej postaci przede wszystkim w próbach adolescentów. Ujęte razem z wyżej wskazanymi danymi, dotyczącymi innych dwuwymiarowych metod, rezultaty te rodzą następujące pytanie: czy mierzone za pomocą dwuwymiarowej wersji skali A. Becka poczucie beznadziejności i poczucie nadziei mają wspólne cechy z pozytywnymi i negatywnymi wymiarami innych metod o podobnej budowie? Jest to równoznaczne z pytaniem o konwergentny i dyskryminatywny aspekt trafności: czy posiada je omawiana metoda?

HIPOTEZA

Wydaje mi się, iż za wystarczająco uzasadnioną można uznać hipotezę o tym, że skala BHS jako narzędzie pomiaru osobnych wymiarów poczucia nadziei i poczucia beznadziejności (optymizmu i pesymizmu) jest w stanie razem z wspomnianymi wyżej metodami, zawierającymi pozytywno-emocjonalne i negatywno-emocjonalne komponenty, stworzyć strukturę, która mogłaby świadczyć na korzyść dobrego poziomu konwergentnego i dyskryminatywnego aspektu trafności tej skali właśnie w wieku adolescencji.

METODA

W pracy zostały zastosowane polskie wersje następujących metod: Skala A. Becka (Beck, i in. 1974; Czapiński, 1994) z wymiarami poczucia beznadziejności i poczucia nadziei (Gorbatkow, 2000a, 2000b); Skala M. Rosenberga (1965; Czapiński, 1994) z wymiarami samoakceptacji i samonieakceptacji (Kaplan, Pokorny, 1969; in.); zmodyfikowana podskala lęku jako cechy (X2) Skali STAI C. D. Spielbergera (1970; Wrześniewski, Sosnowski, 1987) z wymiarami lęku i radości (Gorbatkow, 1980, 1997, 2000c), oraz Skala Afektywnego Bilansu Doświadczeń N. M. Bradburna z wymiarami pozytywnych i negatywnych emocji (Bradburn, 1969; Czapiński, 1994). „Zniekształcający” wpływ ze strony czynników motywacyjnych mierzony był za pomocą skali potrzeby aprobaty społecznej, stworzonej przez Czapińskiego (1993) na podstawie kwestionariusza D. P. Crownea i D. Marlowea (1960). Dla wszystkich skal był zastosowany jeden z najczęściej używanych w tego rodzaju metodach format odpowiedzi: zdecydowanie nie - raczej nie - raczej tak - zdecydowanie tak.

Ze strony statystycznej zadanie badawcze było zrealizowane za pomocą dwóch odmian analizy czynnikowej: eksploracyjnej (metoda składowych głównych, rotacja ukośna OBLIMIN - pakiet statystyczny “SPSS 10”) oraz konfirmacyjnej (program SEPATH pakietu statystycznego “Statistica 5”), uważanej za "najbardziej owocną" (Brzeziński, 1996) metodę analizy macierzy „wielu cech - wielu metod”. Porównywałem dwa modele (jednoczynnikowy i dwuczynnikowy), odpowiadające jednowymiarowemu i dwuwymiarowemu ujęciu stosunków wzajemnych między dodatnimi i ujemnymi emocjami.

Badana populacja. W badaniu uczestniczyli uczniowie kilku kieleckich szkół podstawowych z klas 7 i 8 w tym 104 dziewcząt i 74 chłopców w wieku 13-16 lat (M=13,89; SD= 0,68). Łącznie zbadano 178 osób. Badanie przeprowadzono w roku 1997.

WYNIKI

Najpierw przytoczę rezultaty sprawdzenia tego, na ile wywody o względnej wzajemnej niezależności poczucia nadziei i poczucia beznadziejności, zrobione na podstawie wcześniejszych badań (Gorbatkow, 2000a, 2000b), potwierdzą się w przypadku przebadanej w niniejszej pracy próbki. Analiza wyników pomiarów za pomocą eksploracyjnej analizy czynnikowej dała następujący obraz (tabela 1: patrz aneks). Model dwuczynnikowy w pełni odpowiada oczekiwaniom: w pierwszym czynniku duże ładunki mają cząstkowe wskaźniki poczucia beznadziejności ( M = 0,65) i małe ładunki mają cząstkowe wskaźniki poczucia nadziei (M = -0,05).W drugim czynniku duże ładunki mają cząstkowe wskaźniki poczucia nadziei (M = 0,57) i małe ładunki mają cząstkowe wskaźniki poczucia beznadziejności (M = -0,03). Inaczej mówiąc w próbce uczniów szkół podstawowych jednowymiarowa z założenia autorów Skala Poczucia Beznadziejności „zachowuje się” jako skala dwuwymiarowa ze względnie niezależnymi (r = -0,26) wymiarami poczucia nadziei i poczucia beznadziejności.

Model jednoczynnikowy w porównaniu z modelem dwuczynnikowym ma nieco gorsze charakterystyki statystyczne: mniejszy procent tłumaczonej wariancji (29% vs 43%) oraz mniejsze wartości ładunków wskaźników cząstkowych poczucia nadziei i poczucia beznadziejności.

Ale gorsze nie znaczy złe. Ani procent tłumaczonej wariancji, ani wartości ładunków nie są na tyle niskie, żeby zupełnie pozbawić sensu realizacje (w razie potrzeby) jednowymiarowego ujęcia tej skali (np. obliczenie różnicy między indeksami poczucia beznadziejności i poczucia nadziei - wskaźnika równoważnego matematycznie z oryginalnym wskaźnikiem Becka). Jednakże w tym przypadku, czyli w przypadku adolescentów, równoważność matematyczna nie oznacza równoważności psychologicznej, bowiem przewaga średniej wartości ładunków wskaźników poczucia beznadziejności nad średnią wartością ładunków wskaźników nadziei nie jest na tyle duża, by można było traktować ten czynnik jako unipolarny czynnik poczucia beznadziejności. Jest raczej bipolarnym czynnikiem beznadziejności - nadziei.

Bardziej rzetelne porównanie dwóch testowanych modeli (jednoczynnikowego i dwuczynnikowego) może zapewnić konfirmacyjna analiza czynnikowa, której wyniki przedstawione są w tabeli 2 i 3. Jak widać zastosowanie tej metody dało struktury (tabela 2), zbliżone do tych, które otrzymaliśmy za pomocą eksploracyjnej analizy czynnikowej, a wskaźniki dobroci dopasowania (tabela 3) potwierdzają ogólne wrażenie, które sprawiły jej rezultaty. Wszystkie te wskaźniki przemawiają za modelem dwuczynnikowym, zawierającym względnie niezależne od siebie czynniki poczucia nadziei i poczucia beznadziejności. Ten model (w odróżnieniu od modelu jednoczynnikowego) jest dobrze dopasowany do struktury kowariancji zmiennych wyjściowych. Niski poziom dobroci dopasowania modelu jednoczynnikowego jeszcze bardziej przekonuje o stosunkowo małej zasadności jednowymiarowego ujęcia rozpatrywanej skali.

Wstępne sprawdzenie konwergentnego i dyskryminatywnego aspektu trafności skali Becka, przy porównaniu pozytywnego i negatywnego jej wskaźników z odpowiednimi indeksami trzech innych skal o podobnej budowie, było dokonane za pomocą eksploracyjnej analizy czynnikowej (tabela 4). Dwuczynnikowy model, jak się okazało, ma dość dobre parametry. Obydwa czynniki, na które się składa ów model, mają wyraźne unipolarne rozkłady wartości ładunków pozytywnych i negatywnych wskaźników czterech skal: w pierwszym czynniku zdecydowanie dominują wartości ładunków wskaźników pozytywnych, w drugim czynniku dominują wartości ładunków wskaźników negatywnych. Poziom zróżnicowania międzyczynnikowego wartości ładunków wskaźników w siedmiu przypadkach z ośmiu również jest bardzo dobry: mając wysoki ładunek w jednym czynniku każdy z tych wskaźników ma niski ładunek w drugim czynniku. Jedynie wskaźnik radości nie wykazał znaczącej dyferencjacji międzyczynnikowej. Na sporą wzajemną niezależność czynników pozytywnych i negatywnych emocji wskazuje także stosunkowo niewielka wartość współczynnika korelacji miedzy nimi (r = -0,29). Model jednoczynnikowy przedstawiony w tej samej tabeli 4 w porównaniu z modelem dwuczynnikowym ma gorsze charakterystyki statystyczne, przede wszystkim znacznie mniejszy procent tłumaczonej wariancji (47% vs 74%). Poza tym wartości ładunków wskaźników negatywnych i pozytywnych emocji tutaj też są nieco niższe. I chociaż parametry statystyczne modelu jednoczynnikowego wcale nie są niezadowalające, różnica między modelami jest wystarczająco duża, żeby uzasadnić oczekiwanie pozytywnego wyniku sprawdzenia badanego rodzaju trafności za pomocą bardziej właściwego narzędzia, jakim jest konfirmacyjna analiza czynnikowa.

Wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej pozytywnych i negatywnych wskaźników czterech skal przedstawione są w tabeli 5 i 6. Wskazują one na to, iż dwuczynnikowy model jest nie tylko istotnie lepszy od modelu jednoczynnikowego, lecz również jest modelem dobrze odzwierciedlającym autentyczną strukturę kowariancji zmiennych wyjściowych, o czym świadczą wartości statystyk dobroci dopasowania. Nie można tego powiedzieć o modelu jednoczynnikowym - cechujące go wskaźniki dobroci dopasowania mają poziom dość daleki od konwencjonalnych progów istotności (0,05 i 0,95).

Z danymi, uzyskanymi za pomocą analiz czynnikowych, nie są sprzeczne również wyniki analizy korelacyjnej (tabela 7). Realizacja obydwu możliwych sposobów porównania współczynników korelacji (porównanie między wierszami i porównanie między kolumnami) świadczy na korzyść dobrego poziomu konwergentnego i dyskryminatywnego aspektów trafności testowanej skali. W pierwszym przypadku wskaźnik poczucia nadziei lepiej koreluje z indeksami pozytywnych niż negatywnych emocji trzech skal, wskaźnik zaś poczucia beznadziejności lepiej koreluje z indeksami negatywnych niż pozytywnych emocji tych metod. W drugim przypadku wskaźnik poczucia nadziei lepiej niż wskaźnik poczucia beznadziejności koreluje z indeksami pozytywnych emocji, zaś wskaźnik poczucia beznadziejności lepiej niż wskaźnik poczucia nadziei koreluje z indeksami emocji negatywnych. We wszystkich porównaniach, za wyjątkiem tych, w których uczestniczy indeks radości, istotność statystyczna różnic między bezwzględnymi wartościami współczynników korelacji ma dosyć wysoki poziom.

Co do oryginalnego wskaźnika poczucia beznadziejności Becka (różnica między indeksami poczucia beznadziejności i poczucia nadziei: B-N), to tutaj, jak i w przypadku analizy czynnikowej, otrzymane dane mówią na korzyść traktowania tego wskaźnika raczej jako bipolarnego niż unipolarnego, ponieważ bezwzględne wartości jego korelacji z indeksami pozytywnych emocji (w dwóch przypadkach z trzech), nie różnią się istotnie od korelacji z indeksami negatywnych emocji porównawczych skal.

Na zakończenie podam dane o niektórych innych charakterystykach metody. Wartości współczynnika alpha Cronbacha są w miarę wysokie: 0,77 dla podskali poczucia nadziei i 0,86 dla podskali poczucia beznadziejności. Korelacje poszczególnych twierdzeń z całą podskalą mieszczą się w granicach 0,29 - 0,60 w przypadku podskali poczucia nadziei oraz w granicach 0,42 - 0,68 w przypadku podskali poczucia beznadziejności. Korelacje z potrzebą aprobaty społecznej są dosyć niskie: r = 0,15 (p< 0,05) dla podskali poczucia nadziei i r = -0,14 (p< 0,07) dla podskali poczucia beznadziejności.

Informacje o tym, iż poziom poczucia nadziei przewyższa poziom poczucia beznadziejności i że brak różnic między tymi emocjami pod względem płci, zawarte w tabeli 7 dodatkowo świadczą na korzyść trafności badanej skali, gdyż zgadzają się z doniesieniami z większości badań nad dobrostanem emocjonalnym ludzi (por. Argyle, 1987; Czapiński, 1994; Diener i in., 1999).

PODSUMOWANIE

Sprawdzenie konwergentnego i dyskryminatywnego aspektu trafności Skali Poczucia Beznadziejności i Poczucia Nadziei (czyli dwuwymiarowej wersji skali Poczucia Beznadziejności A. Becka) przy zastosowaniu w charakterze porównawczych trzech innych metod (skali samoakceptacji M. Rosenberga, zmodyfikowanej skali STAI C. Spielbergera i skali afektywnego bilansu doświadczeń N. M. Bradburna) dało wynik zadowalający.

Eksploracyjna oraz konfirmacyjna odmiana analizy czynnikowej pozwoliły na stwierdzenie, iż dwuczynnikowy model, na który składa się unipolarny czynnik wskaźników pozytywnych emocji oraz unipolarny czynnik wskaźników negatywnych emocji czterech metod, ma lepsze parametry statystyczne niż model bipolarny jednoczynnikowy, w którym „przeciwstawne” emocje występują w charakterze biegunów.

Jedynie wskaźnik radości w tych wszystkich analizach trochę wybija się z szeregu, co może być spowodowane tak jego psychometrycznymi wadami (jest „najmłodszy” i najmniej zbadany w porównaniu z innymi), jak i osobliwościami indeksowanych nim emocji - „radość” to raczej tymczasowa umowna nazwa tego wskaźnika, bowiem niektóre z twierdzeń, zawartych w tej skali (jak np. „jestem zadowolony”, ”jest mi przyjemnie” obok takich jak „jestem szczęśliwy”, „jestem radosny”, „jest mi dobrze”), sugerują sensowność poszukiwania lepszej wersji jego nazwy. Zagadnienie to wymaga dalszych badań.

Przedstawione w niniejszej pracy dane o strukturze czynnikowej skali poczucia beznadziejności A. Becka jeszcze raz potwierdziły ustalony we wcześniejszych badaniach (Gorbatkow, 2000a, 2000b) fakt, że jednowymiarowa i jednobiegunowa z założenia autorów Skala Poczucia Beznadziejności w przypadku adolescentów posiada strukturę dwuwymiarową. Przy tym wymuszony model jednoczynnikowy, czyli traktowanie niejako „na siłę” danej metody jako jednowymiarowej, prezentuje nie unipolarny wymiar beznadziejności, lecz raczej bipolarny wymiar beznadziejności - nadziei.

Wskazane rezultaty oraz dane o dobrym poziomie rzetelności obu wskaźników i słabym „zniekształcającym” wpływie na nich ze strony czynników motywacyjnych (potrzeby aprobaty społecznej) uzasadniają stosowanie skali Becka w populacjach adolescentów jako dwuwymiarowej skali poczucia nadziei i poczucia beznadziejności (optymizmu i pesymizmu).

Streszczenie

W próbkach uczniów siódmych i ósmych klas szkoły podstawowej przetestowany został aspekt zbieżny i różnicowy trafności niektórych kwestionariuszy, przeznaczonych do pomiaru pozytywnych i negatywnych emocji. W zbiór weszły następujące metody: Skala Afektywnego Bilansu Doświadczeń N.M. Bradburna, dwuwymiarowa wersja skali samooceny M. Rosenberga oraz dwuwymiarowe wersje skali lęku jako cechy inwentarza STAI C.D. Spielbergera i Skali Poczucia Beznadziejności A. Becka. Analiza macierzy „wielu cech - wielu metod” w większości próbek, wyodrębnionych względem płci, wieku i miejsca zamieszkania ujawniła istnienie dobrze czytelnych dwuwymiarowych struktur, sugerujących wniosek o istotnym poziomie trafności tych metod w rozpatrywanym aspekcie.

Hope-hopelessness scale for adolescents: convergent and discriminant validity

Using exploratory and confirmatory factor-analytic techniques, this study examines the convergent and discriminant validity of the Hope and Hopelessness dimensions of Beck Hopelessness Scale. 178 primary school pupils aged 12-16 years (from village, small city, and big city) completed two-dimensional (positivity dimension and negativity dimension) polish versions of the follow scales: Beck Hopelessness Scale, Rosenberg Self-Esteem Scale, Spielberger's STAI and Bradburn Affective Balance Scale with 4 points "agree-disagree" response options (1 = strongly disagree, 2 = disagree, 3 = agree, 4 = strongly agree). Examination of convergent and discriminant validity has given positive result: two-factor model has better fit in comparison with one-factor model.

BIBLIOGRAFIA

Argyle M. (1987) The psychology of happiness. London: Methuen.

Beck, A. T., Steer R. A. (1993). Beck hopelessness scale. Manual. San Antonio. The psychological corporation Harcourt Brace & Company.

Beck, A. T., Weissman, A., Lester, D. & Trexler, L. (1974). The measurement of pessimism: The hopelessness scale. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 42, 861-865.

Berlyne, D. E. (1973) Pleasure, reward and preference. New York: Academic Press

Bornman, E. (1999). Self-Image and Ethnic Identification in South Africa. Journal of Social Psychology, 139, 4, 411-426.

Bradburn, N. M. (1969). The structure of psychological well-being. Chi­cago: Aldine.

Brzeziński, J. (1996). Metodologia badań psychologicznych. Warszawa: PWN.

Cacioppo, J. T., Gardner, W. L., & Berntson, G. G. (1999). The affect system has parallel and integrative processing components: Form fol­lows function. Journal of Personality and Social Psychology, 76,839-855.

Chang, E. C., Gaydeu-Olivares, A., D'Zurilla , T. J. (1997). Optimism and pessimism as partially independent constructs: Relationship to positive and negative affectivity and psychological well-being, Personality and Individual Differences, 23, 3, 433-440.

Crowne, D. P., Marlowe, D. (1960). A new scale of social desirability independent of pathology. Journal of consulting psychology, 24, 349-354.

Curry, L. A., Snyder, C. R., Cook D. L., Ruby B. C., Rehm, M. (1997) Role of hope in academic and sport achievement. Journal of Personality & Social Psychology, 73, 6, 1257-1267.

Czapiński, J. (1993). Polski generalny sondaż dobrostanu psychicznego. Badanie panelowe 1991 i 1992. Warszawa.

Czapiński, J. (1994). Psychologia szczęścia. Warszawa.

Diener, E., Emmons, R. A., (1984). The independence of positive and negative affect. Journal of Personality and Social Psychology,47,5, 1105-1117.

Diener, E., Suh, E. M., Lucas, R. E., Smith, H. L. (1999). Subjective well-being: Three decades of progress: 1967 to 1997. Psychological Bulletin, 125, 276-302

Dunbar, M., Ford, G., Hunt, K., Der G. (2000). Question wording effects in the assessment of global self-esteem. European Journal of Psychological Assessment, 16, 1, 13-19.

Ekman P., Davidson R.J. (red.) (1999). Natura emocji. Podstawowe zagadnienia. Gdańsk. Gdańskie Wydawnictwo Psychologiczne.

Goldstejn, M. D., & Strube, M. J., (1994). Independence revisited: The relation between positive and negative affect in a naturalistic setting. Personality and Social Psychology Bulletin, 20, 57-64.

Gorbatkow, A. A. (1980). K woprosu o pozitiwnoj i niegatiwnoj emocionalnosti lićnosti. W: Lićnost' w sistiemie kollektiwnych otnoszenij. Moskwa.

Gorbatkow, A. A., (1997). Rozwój jednostki a współzależność emocji pozytywnych i negatywnych. W: Łoś, Z., Oleszkowicz, A. (red.). Rozwój człowieka i jego zagrożenia w świetle współczesnej psychologii (s. 50-69) Wrocław-Lubin.

Gorbatkow, A. A., (1998). Model dynamiki emocji w procesie rozwoju czynności intelektualnych jednostki. [W:] V. Alminderow i J. Łaszczyk (red.) Uzdolnienia Intelektualne i twórcze (s. 176-180) Warszawa: Wydawnictwo ZM WSPS.

Gorbatkow, A. A. (2000a). Skala Poczucia Beznadziejności: jeden czy dwa wymiary? [W:] I. Gomółka-Walaszek (red.) Prace naukowe WSP w Częstochowie z. VIII, Psychologia (s. 43-50) Częstochowa: WSP.

Gorbatkow, A. A., (2000b). Badanie porównawcze struktury czynnikowej Skali Poczucia Beznadziejności w szkołach różnych typów. Referat wygłoszony na IX Ogólnopolskiej Konferencji Psychologii rozwojowej w Tarnowie.

Gorbatkow, A. A. (2000c). STAI jako narzędzie pomiaru Lęku i Radości. Referat wygłoszony na Ogólnopolskiej Konferencji „Osoba - edukacja - dialog: perspektywa psychologiczna” w Krakowie.

Gorbatkow, A. A. (2002). Zależność relacji między pozytywnymi i negatywnymi emocjami od poziomu rozwoju podmiotowego jednostki. Czasopismo psychologiczne, 8, 1, 49-64.

Kaplan, H. B., Pokorny, A. D. (1969). Self derogation and psychosocial adjustment. Journal of Nervous and Mental Disease, 149, 421-434.

Marshall, G. N., Wortman, J. W., Hervig, L. K., Vickers, R. R., Jr. (1992). Distinguishing optimism from pessimism: relations to fundamental dimensions of mood and personality. Journal of Personality and Social Psychology, 62, 1067-1074.

Peterson, C., Semmel, A., von Baeyer, C., Abramson, L. Y., Metalsky, G. I., Seligman, M. E. P. (1982). The attributional style questionnaire. Cognitive Therapy and Research, 6, 281-300.

Räikkönen, K., Matthews K. A., Flory J. D., Owens J. F., Gump B. B. (1999). Effects of optimism, pessimism and trait anxiety on ambulatory blood pressure and mood during everyday life. Journal of Personality and Social Psychology, 76, 1, 104-113.

Rosenberg, M. (1965). Society and adolescent self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press,.

Scheier, M. F., Carver, C. S. (1985). Optimism, coping and health: Assessment and implications of generalized outcome expectancies. Health Psychology. 4, 219-247.

Scheier, M. F., Carver, C. S. (1994). Distinguishing optimism from neuroticism (and trait anxiety, self-mastery, and self-esteem) A reevaluation of the Life Orientation Test. Journal of Personality and Social Psychology, 67, 1063-1078.

Seligman, M. (1993) Optymizmu można się nauczyć. Poznań: Media Rodzina of Poznań.

Shahani, C., Dipboye, R. L., & Phillips, A. P. (1990). Global self-esteem as a correlate of work-related attitudes: A question of dimensionality. Journal of Personality Assessment, 54, 276-288.

Snyder, C. R. (1994) Hope and Optimism. [W:] Ramachandran V. S. (Ed.) Encyclopedia of human behavior (V.2, s. 535-542) San Diego.

Snyder, C. R., Harris, C., Anderson, J. R., Holleran, S. A., Irving, L. M., Sigmon, S. T., Yoshinobu, L., Gibb, J., Langelle, C., Harney, P. (1991). The will and the ways: Development and validation of an individual-differences measure of hope. Journal of Personality and Social Psychology, 60, 570-585.

Spielberger C., Gorsuch R., Lushene, R.(1970). Manual for the State-Trait Anxiety Inventory. Palo Alto, CA: Consulting Psychologist Press.

Stotland, E. (1969) The psychology of hope. San Francisco, CA: Jossey: Bass.

Tellegen, A., Watson, D., Clark, L. A. (1999). On the dimensional and hierarchical structure of affect. Psychological Science. 10, 4, 297-303.

Tomaszewski, T. (1998). Główne idee współczesnej psychologii. Warszawa: Wyd. Akademickie „Żak”.

Vekker, L. M. (1981) Psychiczeskije procesy. T. 3. Leningrad: LGU.

Watson D., Clark L.A., Tellegen A., (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect. The PANAS scales. Journal of personality and Social Psychology, 54, 6. 1063-1070.

Wrześniewski K., Sosnowski T. (1987). Inwentarz Stanu i Cechy Lęku (ISCL). Warszawa.

Tellegen, A., Watson, D., & Clark, L. A. (1999). On the dimensional and hierarchical structure of affect. Psychological Science. 10, 4, 297-303.

ANEKS

TABELE

Tabela 1 Czynnikowe struktury Skali Becka (eksploracyjna analiza czynnikowa, metoda składowych głównych, rotacja ukośna OBLIMIN)
Model dwuczynnikowy			Model jednoczynnikowy
Itemy	Cz. 1	Cz. 2
B11	0,66	-0,02	-0,61
B12	0,55	0,11	-0,43
B14	0,65	0,11	-0,52
B16	0,75	-0,01	-0,69
B17	0,76	0,03	-0,68
B18	0,67	-0,14	-0,70
B2	0,68	-0,03	-0,63
B20	0,62	-0,02	-0,57
B8	0,62	-0,23	-0,71
B9	0,56	-0,08	-0,56
N1	-0,19	0,50	0,50
N10	0,00	0,41	0,27
N13	0,19	0,65	0,25
N15	-0,16	0,60	0,53
N19	-0,14	0,58	0,50
N3	0,15	0,60	0,25
N5	-0,17	0,66	0,58
N6	-0,25	0,63	0,63
N7	0,08	0,53	0,27
Udział	25%	18%	29%
Śr. B	0,65	-0,03	-0,61
Śr. N	-0,05	0,57	0,42
r	-0,26

Objaśnienia: B, N - itemy Skali Becka, związane odpowiednio z Poczuciem Beznadziejności (B) i Nadziei (N), podane razem ze swoimi numerami w kwestionariuszu; Śr. B, Śr. N - Średnie Ładunki czynnikowe dla B i N w kolumnie; Oznaczone są ładunki >= 0,5; Cz. - czynnik; r - korelacja między Cz.1 i Cz.2.

Tabela 2 Czynnikowe struktury Skali Becka (konfirmacyjna analiza czynnikowa)
Itemy		Model dwuczynnikowy					Model jednoczynnikowy
				Cz. 1	Cz. 2		SE	p	Cz. 1		SE	p
B11	0,68			0,11		<0,00001	0,52	0,06		<0,00001
B12	0,44			0,07		<0,00001	0,40	0,07		<0,00001
B14	0,49			0,06		<0,00001	0,45	0,07		<0,00001
B16	0,65			0,06		<0,00001	0,61	0,06		<0,00001
B17	0,68			0,06		<0,00001	0,62	0,06		<0,00001
B18	0,57			0,06		<0,00001	0,59	0,06		<0,00001
B2	0,53			0,06		<0,00001	0,52	0,06		<0,00001
B20	0,50			0,06		<0,00001	0,46	0,06		<0,00001
B8	0,57			0,06		<0,00001	0,61	0,06		<0,00001
B9	0,39			0,06		<0,00001	0,42	0,06		<0,00001
N1			0,48	0,08		<0,00001	-0,42	0,07		<0,00001
N10			0,32	0,07		<0,00001	-0,19	0,07		<0,00648
N13			0,44	0,07		<0,00001	-0,16	0,07		<0,02533
N15			0,50	0,07		<0,00001	-0,39	0,07		<0,00001
N19			0,53	0,07		<0,00001	-0,38	0,07		<0,00001
N3			0,43	0,08		<0,00001	-0,18	0,08		<0,01645
N5			0,66	0,07		<0,00001	-0,49	0,07		<0,00001
N6			0,52	0,05		<0,00001	-0,41	0,05		<0,00001
N7			0,35	0,07		<0,00001	-0,18	0,07		<0,00794
Śr. B		0,55					0,52
Śr. N			0,47						-0,31

Objaśnienia: B, N - itemy Skali Becka, związane odpowiednio z Poczuciem Beznadziejności (B) i Nadziei (N), podane razem ze swoimi numerami w kwestionariuszu; Śr. B, Śr. N - Średnie Ładunki czynnikowe dla B i N w kolumnie; Cz. - czynnik; SE - błąd standardowy; p - istotność statystyczna ładunków czynnikowych.

Tabela 3 Dobroć dopasowania modeli czynnikowych Skali Becka
	Testy dobroci dopasowania	Model dwuczynnikowy	Model jednoczynnikowy
1	ML Chi-Square	98,30	404,84
2	Steiger-Lind RMSEA Index	0,03	0,11
3	RMS Standardized Residual	0,04	0,10
4	Joreskog GFI	0,95	0,76
5	Bentler-Bonett Normed Fit Index	0,91	0,63
6	Population Gamma Index	0,96	0,79

Objaśnienia: Wyższym poziomom dobroci dopasowania odpowiadają niższe wartości wskaźników 1-3 oraz wyższe wartości wskaźników 4-5.

Tabela 4 Czynnikowe struktury wskaźników pozytywnych i negatywnych wymiarów 4-ch skal (eksploracyjna analiza czynnikowa, metoda składowych głównych, rotacja ukośna OBLIMIN)
Wskaźniki pozytywnych i negatywnych emocji 4-ch skal	Model dwuczynnikowy		Model jednoczynnikowy
		Cz. 1		Cz. 2
Lęk	0,78	-0,12	0,77
Bradburn-Neg	0,87	0,22	0,59
Poczucie Beznadziejności	0,72	-0,14	0,72
Rosenberg-Neg	0,81	-0,03	0,72
Radość	-0,44	0,58	-0,80
Bradburn-Poz	0,22	0,88	-0,45
Poczucie Nadziei	-0,03	0,82	-0,62
Rosenberg-Poz	-0,28	0,65	-0,72
Udział	40%	34%	47%
Śr. Neg	0,79	-0,02	0,70
Śr. Poz	-0,13	0,73	-0,65
Korelacja między Cz.1 i Cz.2	-0,29

Objaśnienia: Neg - emocje negatywne; Poz - emocje pozytywne; Śr. Neg, Śr. Poz - Średnie Ładunki czynnikowe dla Neg i Poz w kolumnie; Cz. - czynnik; Oznaczone są ładunki >= 0,5.

Tabela 5 Czynnikowe struktury wskaźników pozytywnych i negatywnych wymiarów 4-ch skal (konfirmacyjna analiza czynnikowa)
Wskaźniki pozytywnych i negatywnych emocji 4-ch skal	Model dwuczynnikowy				Model jednoczynnikowy
		Cz. 1	Cz. 2	SE	p	Cz. 1	SE	p
Lęk	0,33		0,03	<0,0001	0,34	0,03	<0,0001
Bradburn-Neg	0,39		0,04	<0,0001	0,35	0,04	<0,0001
Poczucie Beznadziejności	0,41		0,04	<0,0001	0,37	0,04	<0,0001
Rosenberg-Neg	0,51		0,04	<0,0001	0,43	0,04	<0,0001
Radość		0,49	0,05	<0,0001	-0,50	0,05	<0,0001
Bradburn-Poz		0,41	0,05	<0,0001	-0,23	0,05	<0,0001
Poczucie Nadziei		0,41	0,04	<0,0001	-0,28	0,04	<0,0001
Rosenberg-Poz		0,55	0,06	<0,0001	-0,49	0,06	<0,0001
Śr. Neg	0,41				0,37
Śr. Poz		0,46			-0,38

Objaśnienia: Neg - emocje negatywne; Poz - emocje pozytywne; Śr. Neg, Śr. Poz - Średnie Ładunki czynnikowe dla Neg i Poz w kolumnie; Cz. - czynnik; SE - błąd standardowy; p - istotność statystyczna ładunków czynnikowych.

Tabela 6 Dobroć dopasowania czynnikowych struktur wskaźników pozytywnych i negatywnych wymiarów 4-ch skal
	Testy dobroci dopasowania	Model dwuczynnikowy	Model jednoczynnikowy
1	ML Chi-Square	17,79	186,07
2	Steiger-Lind RMSEA Index	0,08	0,22
3	RMS Standardized Residual	0,03	0,12
4	Joreskog GFI	0,97	0,75
5	Bentler-Bonett Normed Fit Index	0,97	0,69
6	Population Gamma Index	0,96	0,73

Objaśnienia: Wyższym poziomom dobroci dopasowania odpowiadają niższe wartości wskaźników 1-3 oraz wyższe wartości wskaźników 4-5.

Tabela 7 Korelacje poczucia nadziei i poczucia beznadziejności z wskaźnikami pozytywnych i negatywnych wymiarów 3-ch skal
	BEZN.	NAD.	p	B-N
Lęk	0,48	-0,25	<0,006	0,45
Radość	-0,42	0,54	<0,07	-0,59
p	n.i.	<0,0006		<0,04
Rosenberg-Neg	0,65	-0,25	<0, 0001	0,55
Rosenberg-Poz	-0,35	0,52	<0,02	-0,53
p	<0,0001	<0,001		n.i.
Bradburn-Neg	0,42	-0,04	<0, 0001	0,29
Bradburn-Poz	-0,15	0,49	<0, 0002	-0,39
p	<0,003	<0,00001		n.i.

Objaśnienia: Bezn. - wskaźnik poczucia beznadziejności; Nad. - wskaźnik poczucia nadziei; B-N - różnica między Bezn. i Nad. (równoważna z oryginalnym wskaźnikiem poczucia beznadziejności Becka); Neg - emocje negatywne; Poz - emocje pozytywne; p - istotność statystyczna różnicy między bezwzględnymi wartościami współczynników korelacji z dwóch sąsiednich (z góry lub z lewej strony) komórek, test jednostronny; n.i. - poziom nie istotny.

Tabela 7 Statystyki opisowe
	Cała próba n=178		Dziewczęta n=104		Chłopcy n=74
	M	SD	M	SD	M	SD	t	p
Poczucie Beznadziejności	1,93	0,55	1,96	0,54	1,90	0,56	0,71	n.i.
Poczucie Nadziei	2,91	0,53	2,94	0,53	2,87	0,53	0,87	n.i.
p	<0,00001		<0,00001		<0,00001		-

Objaśnienia: M - średnia arytmetyczna; SD - odchylenie standardowe; n - liczebność próbki; t - test statystyczny t; p - istotność statystyczna różnicy między wartościami średnich arytmetycznych (porównanie między kolumnami dotyczy dziewczyn i chłopców); n.i. - poziom nie istotny.

SKALA POCZUCIA BEZNADZIEJNOŚCI I POCZUCIA NADZIEI

Poniżej znajdziesz twierdzenia opisujące odczucia i przekonania. Proszę przeczytać każde z nich i zaznaczyć, czy się z nimi zgadzasz, czy się nie zgadzasz, zakreślając kołkiem odpowiednią cyfrę na prawo od twierdzenia	Zde cydo wanie nie	Ra czej nie	Ra czej tak	Zde cydo wanie tak
1.Patrzę w przyszłość z nadzieją i optymizmem:	1	2	3	4
2.Właściwie powinienem się poddać (zaprzestać wszelkich wysiłków),bo i tak nie jestem w stanie poprawić swego losu:	1	2	3	4
3.Kiedy mi się nie wiedzie, pomaga mi myśl, że przecież nie może to trwać wiecznie:	1	2	3	4
4.Nie jestem w stanie wyobrazić sobie, jak będzie wyglądać moje życie za 10 lat:	1	2	3	4
5.Mam dość czasu, aby osiągnąć to, czego najbardziej pragnę:	1	2	3	4
6.Myślę, że w przyszłości uda mi się osiągnąć to, na czym mi naprawdę zależy:	1	2	3	4
7.Sądzę, że spotka mnie w życiu więcej dobrego niż innych ludzi:	1	2	3	4
8.Przyszłość wydaje mi się mroczna:	1	2	3	4
9.Wciąż nie udaje mi się złapać chwili wytchnienia, i nic nie wskazuje na to, aby w przyszłości było inaczej:	1	2	3	4
10.Moje dotychczasowe doświadczenia dobrze mnie przygotowały na przyszłość:	1	2	3	4
11.Perspektywy, które dostrzegam przed sobą, są raczej przykre niż przyjemne:	1	2	3	4
12.Nie sądzę, abym mógł osiągnąć to, na czym mi naprawdę zależy:	1	2	3	4
13.Kiedy wybiegam myślą w przyszłość, widzę się bardziej szczęśliwym niż obecnie:	1	2	3	4
14.Obawiam się, że moje sprawy nie potoczą się tak, jakbym tego pragnął	1	2	3	4
15.Z ufnością patrzę w przyszłość:	1	2	3	4
16.Nigdy nie osiągnę tego, czego pragnę:	1	2	3	4
17.Jest bardzo mało prawdopodobne, abym kiedyś w przyszłości był naprawdę zadowolony z życia:	1	2	3	4
18.Przyszłość wydaje mi się mglista i niepewna:	1	2	3	4
19.Mogę się spodziewać w życiu więcej dobrych niż złych chwil:	1	2	3	4
20.Nie ma sensu, abym starał się cokolwiek osiągnąć, ponieważ zapewne i tak tego nie osiągnę:	1	2	3	4

KLUCZ:

Poczucie Nadziei:	N1,	N3,	N5,	N6,	N7,	N10,	N13,	N15,	N19.
Poczucie Beznadziejności:	B2,	B4,	B8,	B9,	B11,	B12,	B14,	B16,	B17,	B18,	B20.

Aleksander Gorbatkow

Akademia Świętokrzyska w Kielcach; Instytut Pedagogiki i Psychologii; 25-029, Kielce, ul. Krakowska 11.

Adres do korespondencji: ul. Śląska 11; 25-328, Kielce.

tel. [phone]; E-mail: [e-mail]

ASQ mierzy skłonność do personalizacji i generalizacji w przestrzeni i czasie doświadczanych przez jednostkę powodzeń i niepowodzeń jako czynnik determinujący (zgodnie z teoretycznymi założeniami autorów) poziom jej optymizmu i pesymizmu. Jednak istniejąca na dziś wiedza na temat charakteru wzajemnych związków poznawczych i emocjonalnych zmiennych (w tym tych wyżej przytoczonych) wydaje się być na tyle niezadowalająca (por. np. Ekman, Davidson, 1999) i tak daleka od uznania tych związków za prostoliniowe (por. np. Berlyne, 1973; Gorbatkow, 1998; Vekker, 1981), że wymaga specjalnych wysiłków do udowodnienia trafności treściowej takich metod.

Poprzednie badania (Gorbatkow, 2000a, 2000b) pokazały, że item B4 ("Nie jestem w stanie wyobrazić sobie, jak będzie wyglądać moje życie za 10 lat") we wszystkich przypadkach (próby uczniów szkół podstawowych, ponadpodstawowych oraz studentów ) bardzo słabo koreluje zarówno z unipolarnymi czynnikami nadziei i beznadziejności (w modelu dwuczynnikowym) jak i z bipolarnym czynnikiem nadziei-beznadziejności (w modelu jednoczynnikowym). Poza tym obniża współczynnik alpha Cronbacha (dla przebadanej w niniejszym badaniu próby np. z 0,86 do 0,84). Dla tego w obliczeniach w ogóle z niego zrezygnowałem, chociaż trzeba przyznać, iż będąc jednym z dwudziestu w całej skali czy jednym z jedenastu w jej negatywnej części zmienia on cały obraz zaledwie w niewielkim stopniu.

---