Inwentarz do Pomiaru Radzenia Sobie ze Stresem (Mini- (Mini-COPE) (Mini-COPE)

Charles S. Carver, 1997; polska adaptacja: Zygfryd Juczyński, Nina Ogińska-Bulik, 2009;

Załącznik 16

I n w e n t a r z M i n i - C O P E (ang. Brief COPE) składa się 28 stwierdzeń ocenianych na 4 stopniowej skali typu Likerta. Pozwala dokonać pomiaru strategii radzenia sobie ze stresem. Charles S. Carver (1997), a z nim autorzy polskiej adaptacji, wyróżnili 14 strategii (średnia z 2 stwierdzeń na 1 strategię):

1. Aktywne radzenie sobie - twierdzenia 2 i 7, 2. Planowanie - twierdzenia 14 i 25,

3. Pozytywne przewartościowywanie - twierdzenia 12 i 17, 4. Akceptacja - twierdzenia 20 i 24,

5. Poczucie humoru - twierdzenia 18 i 28, 6. Zwrot ku religii - twierdzenia 22 i 27,

7. Poszukiwanie wsparcia emocjonalnego - twierdzenia 5 i 15, 8. Poszukiwanie wsparcia instrumentalnego - twierdzenia 10 i 23, 9. Zajmowanie się czymś innym - twierdzenia 1 i 19,

10. Zaprzeczanie - twierdzenia 3 i 8, 11. Wyładowanie - twierdzenia 9 i 21,

12. Zażywanie substancji psychoaktywnych - twierdzenia 4 i 11, 13. Zaprzestanie działań - twierdzenia 6 i 16,

14. Obwinianie siebie - twierdzenia 13 i 26.

Autorzy adaptacji zebrali dane świadczące o zadawalającej trafności i rzetelności narzędzia - rzetelność połówkowa uzyskała wskaźnik 0,86.

Statystyki opisowe dla danych zebranych w badaniu własnym, dla poszczególnych pozycji skali, zestawiono w Tabela II.39.

Tabela II.39. Statystyki opisowe dla Inwentarza do Pomiaru Radzenia Sobie ze Stresem (miniCOPE)

Zmienna N Średnia Mediana Moda Liczność

Skośność i kurtoza, dla większości pozycji mCOPE, mieszczą się w przedziale -11.

Największe odstępstwa występują dla stwierdzeń co do których można było spodziewać się przesunięcia rozkładu wyników, tj.: dotyczących spożywania alkoholu (pozycje 4 i 11), całkowitej rezygnacji (pozycja 16) i traktowania sytuacji jako zabawy (pozycja 28).

Statystyki opisowe dla danych zebranych w badaniu własnym, dla czternastu strategii, zestawiono w Tabela II.40. Wartość dla danej strategii obliczono jako średnią z dwóch odpowiadających jej twierdzeń. Najwyższe średnie uzyskały strategię związane z aktywnym radzeniem sobie (M = 3,29) i planowaniem (3,22), zaś najniższe powiązane z zażywaniem substancji psychoaktywnych (1,55) i zaprzestaniem działań (1,71).

Tabela II.40. Statystyki opisowe dla 14 strategii wyróżnionych w Inwentarzu do Pomiaru Radzenia Sobie ze Stresem (miniCOPE)

Zmienna N Średnia Mediana Moda Liczność

Mody Min. Maks. SD Skośność Kurtoza

Aktywne radzenie sobie 638 3,29 3 3 237 1 4 0,60 -0,70 0,70

Planowanie 638 3,22 3 3 260 1 4 0,60 -0,64 0,94

Pozytywne

przewartościowanie 638 2,78 3 3 232 1 4 0,71 -0,24 -0,14

Akceptacja 638 2,82 3 3 236 1 4 0,67 -0,34 0,25

Poczucie humoru 638 1,85 2 1,5 174 1 4 0,64 0,54 0,02

Zwrot ku religii 638 2,04 2 1 214 1 4 0,97 0,53 -0,87

Poszukiwanie wsparcia

emocjonalnego 638 2,79 3 3 232 1 4 0,75 -0,43 -0,20

Poszukiwanie wsparcia

instrumentalnego 638 2,78 3 3 220 1 4 0,74 -0,40 -0,28

Zajmowanie się czymś

innym 638 2,64 2,5 3 159 1 4 0,75 -0,12 -0,46

Zaprzeczanie 638 1,90 2 1 176 1 4 0,78 0,60 -0,26

Wyładowanie 638 2,39 2,5 2,5 197 1 4 0,68 0,04 -0,20

Zażywanie substancji

psychoaktywnych 638 1,55 1 1 382 1 4 0,80 1,38 1,09

Zaprzestanie działań 638 1,71 1,5 1 217 1 4 0,66 0,69 0,03

Obwinianie siebie 638 2,27 2 2 224 1 4 0,74 0,27 -0,32

źródło: badanie własne

Skośność i kurtoza dla 13 z 14 strategii mieści się w przedziale -11.

Jedynie dla strategii „Zażywanie substancji psychoaktywnych” skośność wynosi 1,38 zaś kurtoza 1,09.

Przeprowadzono analizę rzetelności skali miniCOPE dla danych zebranych w badaniu (N = 638). Rzetelność połówkowa dla 14 strategii (po dwa stwierdzenia na strategię) wyniosła 0,87 (Guttmana = 0,87).

Przeprowadzono analizę normalności rozkładu dla każdej z pozycji skali mCOPE od 1 do 28. Rozkład wyników dla całej badanej populacji nie jest normalny (W Shapiro-Wilka = 0,670,88, p < 0,01). Wielowymiarowy rozkład (Mardia, 1970; Korkmaz, Goksuluk, Zararsiz, 2014) także nie jest normalny (p < 0,01). Podobnie nie jest normalny rozkład dla każdej z 14 strategii (W Shapiro-Wilka = 0,720,95, p < 0,01). Rozkład w podziale

na płeć, zarówno dla każdej z pozycji skali (W Shapiro-Wilka: żona = 0,670,88, mąż = 0,730,88) jak i 14 strategii (W Shapiro-Wilka: żona = 0,610,95, mąż = 0,800,95), także nie jest normalny (p < 0,01).

Analiza średnich dla mężów (N = 319) i żon (N = 319) dla 14 strategii sugerowała występowanie różnic między mężczyznami a kobietami dotyczących radzenia sobie ze stresem (por. Tabela II.41).

Tabela II.41. Czternaście strategii radzenia sobie ze stresem u żon a u mężów

Zmienna Suma rang -

Pozytywne przewartościowanie 104070,5 99770,5 48730,5 0,92 0,36 2,81 2,75

Akceptacja 101496,5 102344,5 50456,5 -0,18 0,86 2,81 2,83

* - średnie podano w celu ułatwienia interpretowania danych

Żony charakteryzowały się wyższymi wynikami niż mężowie (p < 0,03) dla strategii:

Zwrot ku religii (M¹⁵ = 2,21 a 1,86), Poszukiwanie wsparcia emocjonalnego (M = 2,69 a 2,63), Poszukiwanie wsparcia instrumentalnego (M = 2,93 a 2,62), Zajmowanie się czymś innym (M = 2,71 a 2,56), Wyładowanie (M = 2,45 a 2,32) oraz Aktywne radzenie sobie (p < 0,06; M = 3,34 a 3,24). Mężowie charakteryzowali się wyższymi wynikami niż żony (p < 0,01) dla strategii: Poczucie humoru (M = 1,97 a 1,73) oraz Zażywanie substancji psychoaktywnych (M = 1,72 a 1,37).

Na zebranych w badaniu danych dla mCOPE od 1 do 28 przeprowadzono eksploracyjną analizę czynnikowa. Wykorzystano wyodrębnianie metodą głównych osi (ang. PAF; Principal Axis Factoring). Podobnie jak autor narzędzia (por. Carver, 1997)

15 Podano średnie zamiast sumy rang w celu ułatwienia interpretowania danych.

ustawiono rotację prostą oblimin (delta = 0), dla skorelowanych czynników.

Miara adekwatności losowania Kaisera-Meyera-Olkina wyniosła ponad 0,5 (K-M-O = 0,76) i test sferyczności Bartletta był istotny (p < 0,01). Analiza czynnikowa PAF ujawniła pięć czynników o wartości sumy wyodrębniania kwadratów ładunków powyżej 1,0 (próg Kaisera, 1960; analiza osypiska Catella, 1966). Po zastosowaniu rotacji oblimin już osiem czynników osiągnęło wartość sumy rotacji kwadratów ładunków powyżej 1,0.

Zsumowanie pięciu czynników tłumaczyło 42,13% wariancji, zaś osiem czynników już 50,67%¹⁶ (por. Tabela II.42).

Tabela II.42. Analiza EFA dla mCOPE - sumy kwadratów ładunków dla wyodrębnionych ośmiu czynników Czynnik Sumy wyodrębniania

kwadratów ładunków % ogółu wariancji Skumulowany % ogółu wariancji

Analiza tabeli macierzy wzoru (ang. Pattern Matrix) pozwoliła zidentyfikować jakie pozycje, a dalej jakie strategie, ładowały każdy z ośmiu czynników (por. Tabela II.43).

Tabela II.43. Analiza EFA mCOPE - czynniki według macierzy wzoru dla poszczególnych twierdzeń i strategii

Czynnik Nazwa nadana czynnikowi Strategie Numer twierdzenia dla danej strategii (ładunek czynnikowy) 1 Poszukiwanie wsparcia Poszukiwanie wsparcia

instrumentalnego 23. 0,81 10. 0,64 aby umożliwić porównanie z analogiczną statystyką przedstawioną zarówno przez autora skali (Carver, 1997;

dziewięć czynników tłumaczących 72% wariancji odpowiedzi) jak i polskiej adaptacji (Jurczyński, Ogińska-Bulik, 2009; siedem czynników tłumaczących 66% wariancji). Przy czym prawdopodobnie zarówno autor oryginału jak i polscy adaptatorzy skorzystali z wyodrębniania metodą głównych składowych (ang. PCA;

Principal Component Analysis) – w tekstach brak jest informacji o zastosowanej metodzie. Przy zastosowaniu PCA, dla danych zebranych w badaniu własnym, wyodrębniono 8 czynników o wartości własnej powyżej 1,0 i tłumaczących łącznie 63,5% wariancji. Sam charakter metody PCA sprawia, że stosując ją uzyskuje się wyższy procent wyjaśnionej wariancji niż przy innych metodach wyodrębniania.

Czynnik Nazwa nadana czynnikowi Strategie Numer twierdzenia dla danej strategii (ładunek czynnikowy)

4 Zwrot ku religii Zwrot ku religii 22. 0,86 27. 0,94

5 Zażywanie substancji psychoaktywnych

Zażywanie substancji

psychoaktywnych 4. 1,02 11. 0,89 6 Obwinianie siebie Obwinianie siebie 26. 0,76 13. 0,64

Wyładowanie A 21. 0,53 -

7 Zajmowanie się czymś innym

Zajmowanie się czymś

innym 1. 0,64 19. 0,55

Wyładowanie B - 9. 0,55

8 Zaprzeczanie Zaprzeczanie 3. - 0,67 8. - 0,65

źródło: badanie własne

Jedynie pozycje 6 i 16 tworzące strategię „Zaprzestanie Działań” nie ładowały w zadawalający sposób żadnego z czynników. Analiza treści pozycji dla strategii

„Wyładowanie” pozwala lepiej zrozumieć, dlaczego jedno z jej twierdzeń („21. Ujawniam swoje negatywne emocje”) ładuje czynnik „Obwinianie Siebie”, a kolejne („9. Mówię o rzeczach, które pozwalają mi uciec od nieprzyjemnych uczuć”) czynnik „Zajmowanie się Czymś Innym”.

Przeprowadzono konfirmacyjną analizę czynnikową (CFA; ang. confirmatory factor analysis), testując własny model ośmioczynnikowy (por. Tabela II.43) oraz model siedmioczynnikowy zaproponowany przez autorów polskiej adaptacji (por. Jurczyński, Ogińska-Bulik, 2009, s. 49, tabela 12). Wykorzystano estymator DWLS (ang. diagonally weighted least squares) a także dodatkowo odporną (ang. robust) metodę WLSMV (ang. weighted least squares means and variance adjusted). Wykorzystane metody estymacji są zalecane m.in. dla danych mierzonych na skali Likerta oraz kiedy rozkład wyników nie jest normalny (por. Brown, 2006, Barendse, Oort, Timmerman, 2014, Flora, Curran, 2004).

Uzyskane wyniki analizy CFA wskazują na zadawalające dopasowanie modelu ośmioczynnikowego do danych. Dla obliczeń z wykorzystaniem estymatora DWLS uzyskano lepsze dopasowanie niż dla WLSMV. W przypadku DWLS spełnione są w pełni warunki, aby CFI i TLI wynosiły ponad 0,9, zaś RMSEA i SRMR poniżej 0,05 (lub ostatecznie poniżej 0,08; por. Hox, Bechger, 2007, Hu, Bentler, 1999). W przypadku modelu siedmioczynnikowego (por. Jurczyński, Ogińska-Bulik, 2009, s. 49, tabela 12) i estymatorów DWLS oraz WLSMV model nie osiągnął konwergencji po 2322 iteracjach, zaś dla estymatora ML (ang. maximum likelihood) wszystkie statystyki (CFI, TLI, RMSEA i SRMR) znacznie odbiegały od pożądanych wartości.

Tabela II.44. Dopasowanie CFA modelu ośmioczynnikowego dla skali mCOPE ośmioczynnikowego (por. Tabela II.43 i Tabela II.44). Może być on więc użyty w dalszych analizach.

Statystyki opisowe dla danych zebranych w badaniu własnym, dla ośmiu czynników (por. Tabela II.43), zestawiono w Tabela II.45. Najwyższą średnią uzyskał czynnik związany z planowaniem (M = 3,26), zaś najniższą związany z zażywaniem substancji psychoaktywnych (1,55).

Tabela II.45. Statystyki opisowe dla ośmiu czynników wyróżnionych w badaniu własnym dla miniCOPE Czynnik-strategie N Średnia Mediana Moda Liczność

mody Min. Maks. SD Skośność Kurtoza czynnika „Zażywanie substancji psychoaktywnych” skośność wynosi 1,38 zaś kurtoza 1,09.

Analiza średnich dla mężów i żon, dla ośmiu czynników, sugerowała występowanie różnic między mężczyznami a kobietami dotyczących radzenia sobie ze stresem (por. Tabela II.46).

Tabela II.46. Strategie radzenia sobie ze stresem u żon a u mężów dla ośmiu czynników Czynnik-strategia Suma rang - Poszukiwanie wsparcia 116609,5 87231,5 36191,5 6,31 0,00 2,95 2,63

Planowanie 105644 98197 47157 1,60 0,11 3,29 3,22

Pozytywny dystans 97819,5 106021,5 46779,5 -1,76 0,08 2,45 2,52

Zwrot ku religii 111956 91885 40845 4,31 0,00 2,21 1,86

Czynnik-strategia Suma rang -

* - średnie podano w celu ułatwienia interpretowania danych

Żony charakteryzowały się wyższymi wynikami niż mężowie (p < 0,04) dla strategii-czynników: poszukiwanie wsparcia (M¹⁷ = 2,95 a 2,63), zwrot ku religii (M = 2,21 a 1,86), obwinianie siebie (M = 2,38 a 2,28), zajmowanie się czymś innym (M = 2,60 a 2,46).

Mężowie charakteryzowali się wyższymi wynikami niż żony tylko dla strategii zażywanie substancji psychoaktywnych (M = 1,72 a 1,37, p < 0,01).

Przeprowadzono analizę czynnikową drugiego rzędu na ośmiu wyodrębnionych wcześniej czynnikach-strategiach. Miara adekwatności losowania Kaisera-Meyera-Olkina wyniosła ponad 0,5 (K-M-O = 0,63) i test sferyczności Bartletta był istotny, p < 0,01.

Zarówno analiza głównych składowych (PCA) jak i eksploracyjna metodą głównych osi (PAF) ujawniła trzy czynniki o początkowej wartości własnej powyżej 1. Trzeci czynnik miał wartość wynoszącą 1,04, czyli na granicy kryterium Kaisera (1960). Zastosowano rotację oblimin. Czynnik pierwszy obejmował czynniki-strategie: zażywanie substancji psychoaktywnych (0,68), zajmowanie się czymś innym (0,64) i zaprzeczanie (0,68); drugi:

planowanie (0,66) i pozytywny dystans (0,8); trzeci: poszukiwanie wsparcia (-0,61), zwrot ku religii (-0,73) i obwinianie siebie (-0,64). Te trzy czynniki tłumaczyły łącznie 57,03%

wariancji dla PCA i 32,56% dla PAF. Tak wyodrębniony, w analizie drugiego rzędu, model trzy czynnikowy charakteryzuje się jednak nie najwyższą przydatnością do dalszych analiz i interpretacji. Dlatego przeprowadzono kolejną analizę czynnikową drugiego rzędu na ośmiu wyodrębnionych wcześniej czynnikach-strategiach, ale wymuszając rozwiązanie dwuczynnikowe. Teoretycznie grupujące z jednej strony strategie gromadzenia zasobów, aby poradzić sobie z problemem, z drugiej strategie skoncentrowane na emocjach (por. Lazarus, Folkman, 1984; strategie ukierunkowane na problem a skoncentrowane na emocjach). Zarówno analiza głównych składowych (PCA) jak i eksploracyjna metodą głównych osi (PAF), dla rotacji varimax jak i oblimin, ujawniły ten sam układ czynników – odpowiadający założeniom teoretycznym (por. Tabela II.47). Do dalszych analiz przyjęto

17 Podano średnie zamiast sumy rang w celu ułatwienia interpretowania danych

dwa czynniki drugiego rzędu, wyciągając średnią z odpowiadających im strategii.

Pierwszy czynnik skupiał strategie zorientowane na gromadzeniu zasobów, aby poradzić sobie z problemem: poszukiwanie wsparcia, planowanie, pozytywny dystans. Drugi – związane z emocjami: Zażywanie substancji psychoaktywnych, obwinianie siebie, zajmowanie się czymś inny, zaprzeczanie. Jedynie strategia zwrotu ku religii słabiej ładowała oba czynniki, przy czym wbrew przewidywaniom silniej była związana z czynnikiem pierwszym – rozwiązania problemu. Strategię zwrot ku religii wyłączono ze składu dwóch czynników drugiego rzędu. Dwa czynniki tłumaczyły łącznie 44,04% wariancji dla PCA i 27,2% dla PAF, zaś po wyłączeniu strategii zwrot ku religii odpowiednio 48,48% i 30,71%.

Wykonano także konfirmacyjną analizę czynnikową (CFA) dla modelu drugiego rzędu – dwuczynnikowego. Nie uzyskano zadawalających wartości statystyk, dla estymatora DWLS CFI = 0,71 i RMSEA = 0,11, stąd model dwuczynnikowy należy ostrożniej wykorzystywać i interpretować.

Tabela II.47. Analiza czynnikowa drugiego rzędu dla mCOPE, wyodrębnione dwa czynniki; macierz wzoru Komponenty PCA,

rotacja oblimin

Czynnik PAF, rotacja oblimin

1 2 1 2

Poszukiwanie wsparcia 0,01 0,71 0,04 0,52

Planowanie -0,49 0,70 -0,46 0,67

Pozytywny dystans 0,11 0,60 0,10 0,42

Zwrot ku religii 0,16 0,46 0,13 0,27

Zażywanie substancji psychoaktywnych

0,66 -0,19 0,46 -0,11

Obwinianie siebie 0,52 0,26 0,39 0,18

Zajmowanie się czymś innym 0,56 0,23 0,42 0,17

Zaprzeczanie 0,73 0,01 0,62 0,02

źródło: badanie własne

Sprawdzono różnice między mężczyznami a kobietami dla wyodrębnionych dwóch czynników mCOPE drugiego rzędu. Różnica istotna była tylko dla czynnika obejmującego gromadzenie zasobów, aby poradzić sobie z problemem. Kobiety uzyskały wyższy wynik niż mężczyźni: 2,89 a 2,79 średnie i 109685,5 a 94155,5 suma rang, U = 43115,5, p < 0,001.

W dokumencie Uprzedzenia związane z płcią a jakość związku małżeńskiego (Stron 139-148)