3360446603

81

Kwestionariusz Pracoholizmu (WART) — adaptacja narzędzia...

Moc dyskryminacyjna

Do oszacowania mocy dyskryminacyjnej pozycji kwestionariusza WART wykorzystano metodę analizy różnic między grupami skrajnymi (Homowska, 2001, s. 182). Wskaźnikiem mocy dyskryminacyjnej danej pozycji WART była istotność statystycznej różnicy między średnim wynikiem dla danej pozycji, jaki uzyskały osoby w grupie górnej, i średnim wynikiem dla pozycji, uzyskanym przez osoby w grupie dolnej. Grupy skrajne wyróżniono na podstawie wartości kwartylowych (rozstęp obserwowany wyników zawierał się w przedziale 35--86, M= 57,41; SD = 10,44, N ważnych 211; wartości kwartyla dolnego i górnego wynosiły odpowiednio: 50 i 64). Górna grupa obejmowała 25% osób z najwyższymi wynikami w kwestionariuszu, zawierającymi się w przedziale od 64 do 86 (N = 54; M= 71,41; SD = 6,13). Grupę dolną tworzyło 25% osób z wynikami najniższymi, zawierającymi się w przedziale od 35 do 50 (N = 58; M = 45,59; SD = 3,94). Do grupy środkowej (drugi i trzeci kwartyl) weszło 99 osób z wynikami z przedziału 51-63 (A/= 56,70 i SD = 3,59). Do analizy różnic międzygrupowych zastosowano jednoczynnikową analizę wariancji ANOVA¹.

Rezultaty analizy wariancji wraz ze wskaźnikami siły związku między daną pozycją kwestionariusza a cechą pracoholizmu dla próby 7j² oraz populacji (co²) przedstawiono w Tabeli 6. Dla oszacowania wartości omega kwadrat korzystano ze wzoru:

X 100%

(SSefekt (P 1) ^x MS_Bi

ss_r,

f MSdj

wartość eta kwadrat obliczono ze wzoru:

-> SS_FFek1

n

x 100%

SScAŁA

Z analizy wskaźników zróżnicowania międzygrupowego (co²) wynika, że więcej niż połowa (56%) pozycji kwestionariusza WART wyjaśnia zróżnicowanie ze względu na cechę pracoholizmu w około 30% i wyżej (8 pozycji różnicowało na poziomie około 40% i więcej; 6 pozycji — nieco mniej lub nieco więcej niż 30%). Takie rezultaty pozwalają wnioskować o zadowalającej mocy dyskryminacyjnej pozycji WART.

1

Współczynniki W testu Shapiro-Wilka wskazywały, że rozkład wyników dla wszystkich pozycji WART w porównywanych gmpach istotnie statystycznie (p < 0,001) odbiegał od rozkładu normalnego, w przypadku 12 (z 25 pozycji) stwierdzono również brak jednorodności wariancji (wartości testu F|, ₉₅₎ Levene’a wahały się w granicach od 4,97 do 38,65; p < 0,03). Przyjmuje się. że statystyka Fjest w znacznym stopniu odporna na odchylenia rozkładów od normalności oraz naruszenie założenia o jednorodności wariancji w próbie, z wyjątkiem sytuacji, w której wartości średnich i wariancji (lub odchyleń standardowych) w obrębie grup byłyby ze sobą skorelowane (im wyższa średnia, tym większa w ariancja) (Ferguson i Takane, 2003; Lindman, 1974). Analiza relacji odchyleń wyników do średnich w obrębie grup — dla 12 pozycji WART, które nie spełniały założeń o rów ności wariancji — wykazała brak odstających obserwacji (wartość r = 0 dla wszystkich pozycji, obliczenia wykonano pakietem STATISTICA 5.1, wersja 97).