Krystyna Buszman, Hanna Przybyła-Basista Polska adaptacja Wielowymiarowej Skali Spostrzeganego Wsparcia Społecznego

Wprowadzenie

Większość badaczy jest zgodna, że więzi społeczne mają zbawienny wpływ na zdrowie psychiczne oraz dobrostan jednostki (Kawachi, Berkman, 2001). W badaniach Cohen i Symę (1985) nad rolą wsparcia w powstaniu chorób oraz procesie powrotu do zdrowia i pełni sił fizycznych okazało się, że odgrywa ono wyraźnie pozytywną rolę zarówno w zachowaniu zdrowia, jak i wspomaganiu procesu leczenia. Utrzymywanie pozytywnych bliskich relacji z innymi pomaga też w osiąganiu równowagi w Życiu codziennym (Bovięr, Chamot, Pernegęr, 2004), buduję poczucie dobrostanu psychicznego jednostki (Bin i in., 2014; Malkoc, Yalcin, 2015), odgrywa  ważną rolę w przystosowaniu do wydarzeń krytycznych w życiu, osłabia negatywny wpływ stresu na poczucie zdrowia psychicznego, ułatwiając radzenie sobie Z nim (Bovier, Chamot, Perneger, 2004 ; Sęk, 2012 ; Smoktunowicz, Cieślak, Żukowska, 2013).

Najwięcej prac badawczych powstało wokół wyjaśnień związanych Z hipotezami tzw. efektu głównego (tzn. bezpośredniego wpływu wsparcia na zdrowie) oraz efektu buforowego, gdy wsparcie społeczne staje się moderatorem i korzystnie wpływa na psychologiczne funkcjonowanie oraz dobrostan podmiotu już po tym, gdy wystąpił stresor (Cohen, Wills, 1985; Norris, Kaniasty, 1996; Wills, Shinar, 2000; Kawachi, Berkman, 2001; Schwarzer, Knoll, 2007; Sęk, Cieślak, 2012; Smoktunowicz, Cieślak, Żukowska, 2013). Te dwa modele nie wykluczają się wzajemnie, lecz raczej uzupełniają, pomagając zrozumieć wpływ specyficznych aspektów relacji społecznych na zdrowie psychiczne jednostki. Model efektu buforowego zakłada, że więzi społeczne są związane Z dobrostanem psychicznym jednostki tylko wówczas, gdy jest ona pod wpływem stresu, podczas gdy model efektu głównego zakłada, że relacje społeczne mają korzystne oddziaływanie bez względu na to, czy jednostka jest pod wpływem stresu (Kawachi, Berkman, 2001). Poza moderowaniem wsparcie społeczne może odgrywać jeszcze inną rolę pośrednią, a mianowicie rolę mediatora w związku pomiędzy stresem a funkcjonowaniem psychologicznym jednostki (Bovier, Chamot, Perneger, 2004; Smoktunowicz, Cieślak, Żukowska, 2013).

Zgromadzono wiele dowodów dotyczących bezpośredniego wpływu wsparcia społecznego na stan zdrowia jednostki, m.in. na układ sercowo-naczyniowy, immunologiczny, zachorowalność, śmiertelność (por. Uchino, Cacioppo, Kiecolt-Glaser, 1996; Reblin, Uchino, 2008). Pomimo licznych prac badawczych hipoteza moderującego wpływu wparcia społecznego nie uzyskała jednoznacznych wyników (Frese, 1999; Burton, Stice, Seeley, 2004). Opisane powyżej mechanizmy są więc dalej przedmiotem zainteresowania badaczy w odniesieniu do różnych kontekstów (stresu, choroby, zdrowia, procesu zdrowienia, dobrostanu psychicznego) oraz dziedzin i sfer funkcjonowania ludzi (np. zaangażowania w pracę). Wysiłki badaczy zmierzają do wyjaśnienia różnych mechanizmów działania wsparcia społecznego pomocnych w utrzymywaniu zdrowia psychicznego. Wciąż jeszcze zbyt mało wiemy o tym, w jaki sposób zasoby wewnętrzne jednostki (np. poczucie własnej wartości) oraz zasoby zewnętrzne, do jakich należy wsparcie innych, pomagają ludziom radzić sobie Z wydarzeniami stresowymi, oddziałując korzystnie na ich zdrowie psychiczne oraz wpływając na jakość życia (Bovier, Chamot, Perneger, 2004 ; Collins i in., 1993).

Próbując wyjaśnić znaczenie wsparcia dla funkcjonowania jednostki, liczni badacze przyglądają się rodzajom wsparcia, a także źródłom wsparcia. Bruhn i Philips (1987, za: Sęk, Cieślak, 2012) twierdzą, iż sieci będące źródłem wsparcia kształtują się w toku całego życia ludzkiego i istnieją także wtedy, gdy nie jest wymagana ich aktywacja. Obiektywnie istniejące sieci wsparcia to inaczej Źródła wsparcia. Za najważniejsze uznaje się te naturalne, jak rodzina, przyjaciele, osoby bliskie oraz grupy społeczne, do których przynależy jednostka funkcjonująca w środowisku społecznym. Poza koncentracją na źródłach wsparcia często analizuje się rolę wsparcia społecznego otrzymywanego, które jednostka faktycznie otrzymała lub relacjonuje, że otrzymała, oraz wsparcia spostrzeganego odnoszącego się do przekonań jednostki na temat dostępności wsparcia i możliwości skorzystania Z czyjejś pomocy (por. Cieślak, 2012). Wsparcie otrzymywane odnosi się do różnych form pomocy uzyskanych w przeszłości i nie zawsze odgrywa pozytywną rolę w radzeniu sobie że stresem że względu np. na nieadekwamość formy wsparcia w stosunku do potrzeb, niewłaściwe źródło pomocy bądź zagrożenie dla poczucia własnej wartości (Norris, Kaniasty, 1996; Smoktunowicz, Cieślak, Żukowska, 2013). Badacze dowodzą, że wsparcie spostrzegane, odnoszące się do subiektywnego poczucia potencjalnej dostępności wsparcia, jest lepszym predyktorem dobrostanu, radzenia sobie ze stresem i zdrowia w porównaniu ze wsparciem otrzymywanym (Łuszczyńska, Cieślak, 2005; por. Smoktunowicz, Cieślak, Żukowska, 2013).

Zmienna, jaką jest wsparcie społeczne, doczekała się wielu narzędzi pomiaru umożliwiających prowadzenie badań w odniesieniu do różnych kontekstów i aspektów oddziaływania wsparcia (zob. Cieślak, 2012). Kwestionariusze przeznaczone są Z reguły do pomiaru określonego aspektu wsparcia społecznego Z uwagi na fakt, iż pojęcie wsparcia społecznego jest złożone, wieloaspektowe, zaś definicje różnią się w zależności od przyjętej koncepcji teoretycznej, na której zostały oparte. Lindsey i Yates (2004) wymieniają blisko 30 narzędzi badawczych służących do mierzenia wsparcia społecznego adresowanych do różnych grup osób badanych. Do tej puli dodają jeszcze kolejnych 5 skierowanych bezpośrednio do konkretnych, specyficznych grup odbiorców (np. ludzi chorych przewlekle, osób po udarach, ludzi starych, matek). Na gruncie polskim mamy stosunkowo niewielką liczbę narzędzi pomiaru, które posiadają satysfakcjonujące właściwości psychometryczne. Do najczęściej stosowanych w badaniach polskich narzędzi pomiaru wsparcia społecznego należą:

(1) Berlińskie Skale Wsparcia Społecznego (BSSS) R. Schwarzera i U. Schutz w adaptacji A. Łuszczyńskiej i M. Kowalskiej (Łuszczyńska i in., 2006) - narzędzie tworzy 6 skal: wsparcie spostrzegane, wsparcie aktualnie otrzymywane, zapotrzebowanie na wsparcie, poszukiwanie wsparcia, wsparcie buforująco-ochronne oraz udzielanie wsparcia przez osobę bliską (przy czym tę część kwestionariusza wypełnia osoba bliska dla badanego). Skale mogą być stosowane razem bądź oddzielnie. Stosowane razem pozwalają także zmierzyć rodzaje wsparcia społecznego: emocjonalne, instrumentalne i informacyjne oraz zadowolenie ze wsparcia społecznego. Narzędzie posiada zadowalające właściwości psychometryczne, bada wieloaspektowość zjawiska. Pewnym minusem jest stosunkowo duża liczba stwierdzeń, do których musi ustosunkować się osoba badana.

(2) Kwestionariusz Spostrzeganego Wsparcia Społecznego (ISEL) w adaptacji  E. Szlachty (2009) - narzędzie składa się Z 40 twierdzeń mierzących spostrzegane wsparcie społeczne. Oryginalną wersję tworzą 4 podskale: wsparcie poznawcze, wsparcie materialne, dowartościowanie i przynależność. W polskiej wersji podskale nie uzyskały jednak w pełni satysfakcjonujących właściwości psychometrycznych i z tego względu autorka adaptacji zaleca stosowanie jedynie wyniku ogólnego, dla którego spełnione są warunki rzetelności, trafności  i stabilności czasowej.

(3) Skala Wsparcia Społecznego (ISSB) M. Barrery, I. Sandlera i T. Ramsaya w adaptacji H. Sęk - narzędzie nastawione na analizę rodzajów otrzymywanego wsparcia społecznego. Posiada zadowalające właściwości psychometryczne. Składa się z 4 skal mierzących wsparcie informacyjne, emocjonalne, instrumentalne i oceniające (wartościujące). W wersji podstawowej liczy 40 twierdzeń (Cieślak, 2012).

(4) Skala Wsparcia Społecznego (SWS) K. Kmiecik-Baran (1995) - narzędzie autorskie służące do pomiaru rodzaju i siły wsparcia, jakie osoba badana otrzymuje od innych, uwzględniające źródła wsparcia. Składa się z 24 twierdzeń: 3 pozytywnych i 3 negatywnych dla każdego rodzaju wsparcia społecznego (wsparcie informacyjne, instrumentalne, wartościujące i emocjonalne). Posiada zadowalające właściwości psychometryczne.

Celem niniejszego artykułu jest prezentacja wyników prac adaptacyjnych kolejnego kwestionariusza służącego do pomiaru wsparcia społecznego Spostrzeganego oraz jego właściwości psychometrycznych. Wielowymiarowa Skala Spostrzeganego Wsparcia Społecznego (MSPSS) Zimeta i współpracowników (1988) stanowi interesującą alternatywę dla dostępnych obecnie na gruncie polskim kwestionariuszy, bowiem jest narzędziem stosunkowo krótkim, pozwalającym na szybką orientację w zakresie spostrzeganej dostępności sieci wsparcia oraz ocenę, które ze źródeł osoba badana uznaje za najbardziej przydatne i wartościowe. Dodatkowym atutem jest szerokie wykorzystywanie tego kwestionariusza w badaniach zagranicznych (m.in. Cecil i in., 1995; Stanley, Beck, Zebb, 1998; Eker, Arkar, Yaldiz, 2000; Clara i in., 2003; Edwards, 2004; Wongpakaran, Wongpakaran, Ruktrakul, 2011; Ekback i in., 2013; Khan, Aftab, 2013), co daje możliwość porównywania wyników, bowiem narzędzie to zostało przetłumaczone na wiele języków (np. hiszpański, szwedzki, turecki, perski, chiński, tajski, urdu).

Wielowymiarowa Skala Spostrzeganego Wsparcia Społecznego Zimeta i współpracowników - wersja oryginalna MSPSS 

Zaproponowane przez Gregory Zimeta i współpracowników (1988) narzędzie (The Multidimensional Scale of Perceived Social Support _ MSPSS) uwzględnia wielowymiarowość Spostrzeganego wsparcia społecznego, biorąc pod uwagę trzy podstawowe źródła wsparcia: osobę znaczącą (significant other), rodzinę (family) i przyjaciół (friends). Skala składa się z 12 twierdzeń, do których osoba badana odnosi się korzystając z siedmiostopniowej skali Likerta, gdzie 1 oznacza „zdecydowanie się nie zgadzam”, a 7 oznacza „zdecydowanie się zgadzam”. W swojej pierwotnej wersji narzędzie liczyło 24 twierdzenia, do których badani ustosunkowywali się przy użyciu pięciostopniowej skali odpowiedzi (od „nie zgadzam się” do „zgadzam się”), a następnie po badaniach pilotażowych uległo skróceniu (Zimet i in., 1988).

Badania pilotażowe przeprowadzone przez zespół pod kierownictwem Zimeta objęły 275 studentów w wieku od 17 do 22 lat (M = 18,6; SD = 0,88), w tym: 136 kobiet i 139 mężczyzn. Autorzy, po przeprowadzeniu eksploracyjnej analizy czynnikowej na danych zebranych podczas badań, wykluczyli pozycje, które nie odnosiły się bezpośrednio do zagadnienia wsparcia społecznego. Wykazano, iż pozostałe 12 twierdzeń tworzy trójczynnikową strukturę, w której każdy z czynników określa inne źródło wsparcia - wspomniane: osobę znaczącą, rodzinę i przyjaciół. Każda z podskal składała się z 4 twierdzeń. Skala odpowiedzi została poszerzona z pięcio- do siedmiostopniowej (tj. o dwie skrajne możliwości). Wyniki można obliczać zarówno dla poszczególnych podskal, jak też w całej skali, uzyskując wynik ogólny w zakresie Spostrzeganego wsparcia społecznego. Przyjmuje się, że im wyższy wynik osiągnie osoba badana w skali MSPSS, tym wyższy poziom wsparcia społecznego dostrzega w swoim otoczeniu. Współczynnik zgodności wewnętrznej a Cronbacha został wyliczony dla całej skali oraz poszczególnych podskal, a jego wartości prezentowały się w sposób następujący: wynik ogólny - 0,88; osoba znacząca - 0,91; rodzina - 0,87; przyjaciele - 0,85 (Zimet i in., 1988).

Wskaźniki stabilności czasowej narzędzia wyznaczone zostały z zastosowaniem metody test-retest na grupie 69 spośród 275 osób, które brały udział w badaniach. Badanie stabilności wykonane zostało w odstępie 2-3 miesięcy od pierwszego wypełniania kwestionariusza. Dla wyniku ogólnego uzyskano r = 0,85 ; p < 0,01. W podskalach stabilność wyniosła kolejno: r = 0,72; r = 0,85; r = 0,75 przy p < 0,01. Trafność kryterialną konstruktu sprawdzono z wykorzystaniem podskal Lęku i Depresji z Listy Objawów Hopkinsa (Hopkins Symptoms Checklist - HSCL). Istotne statystycznie okazały się związki: depresji i lęku ze wsparciem od rodziny (r = -0,24; p < 0,01 i r = -0,18; p < 0,01); wsparcia od przyjaciół z depresją (r = -0,24; p < 0,01) i wsparcia od osoby znaczącej również z depresją na poziomie r = -0,13; p < 0,05. Wynik ogólny wsparcia Spostrzeganego również istotnie korelował ujemnie z depresją (r = -0,25; p < 0,01) (Zimet i in., 1988). 

Przytoczone rezultaty wskazują na dobre właściwości psychometryczne oryginalnej wersji narzędzia. W kolejnych raportach badawczych autorzy potwierdzili dobre parametry skali MSPSS, jeśli chodzi zarówno o rzetelność wewnętrzną, jak i trafność czynnikową (Zimet i in., 1990; Dahlem, Zimet, Walker, 1991). Co więcej, satysfakcjonujące właściwości psychometryczne uzyskano również w odniesieniu do innych niż studenci grup osób badanych, takich jak: kobiety ciężarne (Zimet i in., 1990), adolescenci (Zimet i in., 1990; Canty-Mitchell, Zimet, 2000; Edwards, 2004), pacjenci po zawale serca (Bagherian-Sararoudi i in., 2013), pacjentki z hirsutyzmem (Ekback i in., 2013; 2014), pacjenci psychiatryczni (Cecil i in., 1995; Eker, Arkar, Yaldiz, 2000; Wongpakaran, Wongpakaran, Ruktrakul, 2011), pacjenci po zabiegach chirurgicznych (Eker, Arkar, Yaldiz, 2000), osoby starsze (Stanley, Beck, Zebb, 1998), pielęgniarki (Ariapooran, 2014).

Wielowymiarowa Skala Spostrzeganego Wsparcia Społecznego - polska adaptacja

Do badań adaptacyjnych przystąpiono zgodnie z procedurami właściwymi dla przeprowadzania adaptacji kulturowej testu psychologicznego opisanymi przez Hornowską i Paluchowskiego (2004). Profesor Gregory Zimet wyraził zgodę na przeprowadzenie badań w warunkach polskich. Najpierw niezależni tłumacze dokonali przekładu narzędzia na język polski (nazwy skali, 12 pozycji, instrukcji, nazw podskal i skali odpowiedzi), potem psychologowie biegle posługujący się językiem angielskim uzgodnili wspólną wersję językową. Następnie wykonano tłumaczenie odwrotne (back translation). Obie wersje porównano w celu sprawdzenia trafności tłumaczenia (Hornowska, Paluchowski, 2004). Tłumaczenia okazały się bardzo zbliżone. Osoby badane udzielają odpowiedzi na siedmiostopniowej skali Likerta zawierającej następujące możliwości: od 1 - „zdecydowanie się nie zgadzam” do 7 - „zdecydowanie się zgadzam”.

Grupa osób badanych

Badania podzielono na dwie tury. W pierwszej turze badań pilotażowych uczestniczyło 416 osób z województwa śląskiego. Wszystkie osoby zostały poinformowane, iż udział w badaniach jest dobrowolny i anonimowy oraz przedstawiono im cel badania. Że względu na braki w zebranych danych do analiz włączono ostatecznie 377 osób, w tym: 280 kobiet (74,27%) oraz 97 mężczyzn (25,73%). Średni wiek osób badanych wyniósł ok. 30 lat (M = 30,70; SD = 14,04). Najmłodszy badany miał 18 lat, najstarszy - 79. Niemal dwie trzecie badanych posiadało wykształcenie średnie (n = 239; 63,40%), a prawie jedna trzecia - wykształcenie wyższe (n = 120; 31,83%), zaś nieliczne osoby miały wykształcenie zawodowe (n = 12; 3,18%) bądź podstawowe (n = 6; 1,59%). Blisko dwie trzecie badanych zamieszkiwało w dużym lub średnim mieście (n = 243; 64,46%), jedna czwarta - w małym (n = 94; 24,93%), pozostali byli mieszkańcami wsi (n = 40; 10,61%). Wśród badanych ponad jedna trzecia (n = 137; 36,34%) żyła w związkach nieformalnych, jedna trzecia (n = 123; 33,69%) deklarowała stan wolny i prawie jedna trzecia (n = 113; 29,97%) pozostawała w małżeństwie.

W drugiej turze badaniom poddano 945 osób - 698 kobiet (73,86%) i 247 mężczyzn (26,14%). Średni wiek osób badanych wyniósł ok. 34 lata (M = 34,21; SD = 12,37). Najmłodszy badany miał 18 lat, najstarszy - 79. Ponad połowa badanych (n = 534; 56,51%) miała wykształcenie średnie, ponad jedna trzecia (n = 341; 36,08%) - wyższe, zaś stosunkowo mało liczną grupę stanowiły osoby z wykształceniem zawodowym (n = 54; 5,71%) bądź podstawowym (n = 16; 1,69%). Blisko dwie trzecie badanych mieszkało w dużym lub średnim mieście (n = 580; 61,38%), jedna czwarta (n = 239; 25,29%) - w małym, a mieszkańców wsi było stosunkowo niewielu (n = 124; 13,12%). W związku małżeńskim znajdowała się ponad jedna trzecia badanych (n = 367; 38,84%), a pozostałe osoby albo były stanu wolnego (n = 298; 31,53%), albo żyły w związku nieformalnym (n = 280; 29,63%). W pierwszej turze przeprowadzono  weryfikację trafności czynnikowej kwestionariusza, analizę rzetelności, trafności wewnętrznej oraz obliczono statystyki opisowe, w drugiej turze zaś - analizę konfirmacyjną, stabilność oraz trafność zewnętrzną zbieżną i rozbieżną.

Właściwości psychometryczne Skali - struktura czynnikowa, rzetelność, trafność

W celu zbadania właściwości psychometrycznych adaptowanego narzędzia wykonano analizy czynnikowe: eksploracyjną (EFA - ang. Exploratory Factor Analysis) i konfirmacyjną (CFA - ang. Confirmatory Factor Analysis), przeprowadzone na dwóch różnych próbach, zgodnie z założeniem, by nie wykonywać zbyt dużej liczby obliczeń statystycznych na tych samych danych (van Prooijen, van der Kloot, 2001). Następnie obliczono współczynniki rzetelności, stabilności i trafności oraz sprawdzono statystyki opisowe Skali. Wszystkie analizy wykonane zostały z zastosowaniem dwóch pakietów statystycznych: Statistica 10.0 oraz SPSS for Windows 23.0.

Struktura czynnikowa

Idąc w ślad za autorami oryginalnej wersji narzędzia (Zimet i in., 1988), przeprowadzono eksploracyjną analizę czynnikową metodą głównych składowych z rotacją Oblimin, dopuszczającą istnienie korelacji między poszczególnymi czynnikami, lecz niewykluczającą braku skorelowania, i normalizacją Kaisera (wartości własne dla każdego z czynników są większe od 1). Przystępując do analizy czynnikowej, sprawdzono, czy zebrane dane spełniają założenia niezbędne do jej przeprowadzenia. Otrzymane wyniki były w pełni zadowalające i świadczyły o zasadności przeprowadzenia analizy czynnikowej (współczynnik KMO wyniósł 0,878, zaś wynik testu sferyczności Bartletta okazał się istotny statystycznie: chi² = 3441,469; df = 66; p < 0,001).

Po przeprowadzeniu eksploracyjnej analizy czynnikowej okazało się, że zarówno kryterium Kaisera-Guttmana (ładunki powyżej wartości 1), jak i wyniki analizy wykresu „osypiska” uzasadniały przyjęcie rozwiązania trójczynnikowego (por. rycina 1).

A zatem obie zastosowane metody dały rezultaty w pełni zgodne z tymi, które otrzymali autorzy oryginalnej wersji narzędzia (Zimet i in., 1988) i potwierdziły istnienie trójczynnikowej struktury narzędzia, w której na każdy z czynników przypadają 4 twierdzenia. W badanej próbie całkowity procent wyjaśnianej wariancji wyniósł 78,80%, co można uznać za wynik w pełni zadowalający. Pierwszy czynnik (Przyjaciele) wyjaśnia 46,96% wariancji, czynnik drugi (Rodzina) - 18,77% wariancji, a czynnik trzeci (Osoba znacząca) - 13,07% wariancji. Dokładne wyniki przeprowadzonej analizy czynnikowej z rotacją Oblimin i normalizacją Kaisera zaprezentowano w tabeli 1.

Rycina 1. Wyniki analizy czynnikowej - wykres „osypiska"

Tabela 1. Ładunki czynnikowe polskiej wersji MSPSS - wyniki eksploracyjnej analizy czynnikowej

Należy podkreślić, że poszczególne twierdzenia wchodzą do założonych czynników, zaś ich ładunki czynnikowe osiągnęły wysokie wartości powyżej 0,80. A zatem poszczególne pozycje istotnie ładują te czynniki, dla których zostały stworzone. Zbliżone rezultaty uzyskali autorzy oryginalnej wersji narzędzia (Zimet i in., 1988; Dahlem, Zimet, Walker, 1991).

Następnym krokiem było wykonanie analizy konfirmacyjnej. Wykorzystano ją jako jedną z metod badania trafności wewnętrznej oraz w celu sprawdzenia, czy prezentowane narzędzie mogłoby w warunkach polskich funkcjonować jako jednoczynnikowe. Analizy dokonano metodą uogólnionych najmniejszych kwadratów (GLS - ang. Generalized Least Squares), dopuszczającą rozkład zmiennych odbiegający od wielowymiarowego rozkładu normalnego (Zakrzewska, 2004; Pleśniak, 2009). Wykonano analizy przy założeniu struktury jednoczynnikowej (z uwagi na możliwość obliczania wyniku ogólnego) oraz trójczynnikowej, zgodnie z założeniami autorów, rezultatami eksploracyjnej analizy czynnikowej oraz treścią poszczególnych pozycji Skali. Wyniki przedstawiono w tabeli 2.

Tabela 2. Wskaźniki dopasowania przyjętego modelu trójczynnikowego do danych uzyskanych w grupie osób badanych

Współczynniki dobroci dopasowania sugerują wybór modelu trójczynnikowego z uwagi na lepsze dopasowanie danych (wykazujące akceptowalne dopasowanie X²/df < 3; RMSEA < 0,08). Z kolei wskaźniki GFI, AGFI i SRMR uzyskały wartości odpowiadające dobremu dopasowaniu (GFI > 0,95; SRMR < 0,05; AGFI > 0,90) (Schermelleh-Engel, Moosbrugger, 2003).

Analiza rzetelności

Rzetelność (zgodność wewnętrzną) narzędzia obliczono z zastosowaniem współczynnika α Cronbacha. Dla wyniku ogólnego jego wartość wyniosła 0,893, dla podskali Przyjaciele - 0,931, dla podskali Rodzina - 0,915, a dla podskali Osoba znacząca - 0,865. Ponieważ wszystkie otrzymane współczynniki wyraźnie przekroczyły zalecaną wartość 0,7 (jaką można uznać za zadowalającą - por. Hornowska, 2009), należy uznać, iż kwestionariusz MSPSS charakteryzuje się satysfakcjonującą rzetelnością. Współczynnik a Cronbacha dla wyniku ogólnego kwestionariusza w wersji polskiej (0,89) był zbliżony do wersji oryginalnej (0,88), choć nieznacznie wyższy. Pozostałe współczynniki a Cronbacha odnoszące się do poszczególnych podskal nieco się różniły. I tak, w wersji oryginalnej (Zimet i in., 1988) współczynnik Alfa był wyższy dla podskali Osoba znacząca (0,91) w porównaniu z wersją polską (0,86). Natomiast w polskich badaniach adaptacyjnych współczynniki w podskalach Rodzina oraz Przyjaciele były wyższe i przekroczyły wartość 0,90, podczas gdy w wersji oryginalnej wahały się od 0,85 (Przyjaciele) do 0,87 (Rodzina). Sprawdzono również moc dyskryminacyjną pozycji testowych poprzez skorelowanie wyników poszczególnych twierdzeń z wynikiem ogólnym narzędzia. Wartości przyjęły zakres od r = 0,508 do r = 0,647. Analiza mocy dyskryminacyjnej wykazała więc, że wszystkie pozycje korelują ze skalą w stopniu umiarkowanie wysokim, co oznacza, że stwierdzenia zawarte w MSPSS pasują do ogólnej charakterystyki narzędzia odnoszącej się do postrzeganych źródeł wsparcia społecznego.

Stałość czasową wyników zmierzono za pomocą metody test-retest, która jest

jedną z metod badania rzetelności narzędzia pomiaru (Hornowska, 2009). Ostatecznie z osób biorących udział w badaniu do analizy zakwalifikowano 168¹ ze względu

na kompletność danych. Pomiarów dokonano w odstępie ok. 6 tygodni. Wyniki osób

badanych otrzymane w obu pomiarach skorelowano ze sobą, a ich zestawienie pokazano w tabeli 3.
¹ W badanej grupie było 127 kobiet i 41 mężczyzn; średnia wieku wyniosła 21,63 lat (SD = 4,09; najmłodszy badany miał 19, a najstarszy - 44 lata). 146 osób miało wykształcenie średnie, a 22 - wyższe. W dużym lub średnim mieście zamieszkiwało 128 osób , 29 - na wsi, a 11 - w małym mieście. 83 osoby były stanu wolnego, 68 osób żyło w związkach nieformalnych, a 17 - w związkach małżeńskich.

Jak można zauważyć, udało się uzyskać zadowalające wartości współczynnika korelacji r-Pearsona, gdyż mieszczą się one w przedziale od 0,711 dla podskali Przyjaciele do 0,832 dla podskali Rodzina. Otrzymane wyniki wskazują na wysoką stabilność czasową narzędzia.

Analiza trafności wewnętrznej i zewnętrznej

Przeprowadzona analiza interkorelacji poszczególnych podskal ze sobą, a także każdej z podskal z wynikiem ogólnym pozwoliła na uzyskanie podobnych rezultatów jak w badaniach autorów wersji oryginalnej (Zimet i in., 1988). Szczegółowe wyniki przedstawiono w tabeli 4.

Tabela 4. Macierz interkorelacji wyniku ogólnego MSPSS z podskalami

Wszystkie podskale korelują wysoko i dodamio z wynikiem ogólnym (r od 0,766 do 0,780), natomiast wykazują umiarkowane korelacje między sobą (r od 0,335 do 0,481). Najsłabszą dodamią zależność zaobserwowano pomiędzy podskalą Rodzina a podskalą Przyjaciele (r = 0,335) i podskalą Osoba znacząca (r = 0,376). Wyniki te są zbliżone do rezultatów uzyskanych przez autorów metody (Zimet i in., 1988), ponieważ w ich analizach również podskala Rodzina okazała się najbardziej niezależna.

Badanie trafności zewnętrznej wykonano w ramach drugiej tury badań w grupie 234 osób². Trafność zewnętrzną zbieżną zbadano poprzez wykonanie analizy korelacji r-Pearsona między wynikiem ogólnym wsparcia Spostrzeganego, uzyskanego w kwestionariuszu MSPSS, a składającą się z 8 twierdzeń Skalą Wsparcia Spostrzeganego, stanowiącą jedną z Berlińskich Skal Wsparcia Społecznego (BSSS) Schwarzerai Schutz w adaptacji Łuszczyńskiej i Kowalskiej (Łuszczyńska i in., 2006). Dodatkowo wykorzystano Skalę Satysfakcji z Życia (SWLS) Dinera i współpracow ników w adaptacji Juczyńskiego (2001). W tym wypadku współczynnik korelacji r-Pearsona wyniósł 0,502. Uzyskane współczynniki można uznać za umiarkowane, mające charakter dodami, co wskazuje, że postrzeganie dostępnych źródeł wsparcia jest w pewnej mierze powiązane z oceną satysfakcji z życia. Do pomiaru trafności zewnętrznej rozbieżnej zastosowano podskalę Lęku ze Skali Lęku i Depresji (HADS), uzyskując ujemną korelację na poziomie -0,273. Otrzymane wyniki są zgodne z oczekiwaniami. Ich zestawienie zaprezentowano w tabeli 5.

² W grupie 234 osób było 198 kobiet i 36 mężczyzn; średnia wieku wyniosła 23,90 lat (SD = 7,26; najmłodszy badany miał 18, a najstarszy - 44 lata). 195 osób miało wykształcenie średnie, 29 - wyższe, a pozostali - podstawowe bądź zawodowe. 159 osób zamieszkiwało w dużym lub średnim mieście, 47 - na wsi, a 28 - w małym mieście. 108 osób było stanu wolnego, 102 osoby żyły w związkach nieformalnych, a 24 - w związkach małżeńskich.

Tabela 5. Macierz korelacji wyniku ogólnego MSPSS z innymi zmiennymi

Narzędzia MSPSS i BSSS wysoko korelują ze sobą, co potwierdza założenie, iż mierzą podobne właściwości. Uzyskano również umiarkowaną korelację z SWLS i ujemną, niską ze Skalą Lęku, dowodząc odwrotnej zależności między postrzeganiem dostępnych źródeł wsparcia i lękiem. Uzyskane rezultaty są zgodne z oczekiwanymi.

Statystyki opisowe

W celu uzupełnienia obrazu danych wykonano obliczenia dotyczące rzetelności oraz statystyk opisowych dla wyniku ogólnego kwestionariusza MSPSS i jego poszczególnych podskal. Wyniki te zestawiono w tabeli 6.

Tabela 6. Wybrane wskaźniki psychometryczne kwestionariusza MSPSS

Podsumowanie

W zaprezentowanych badaniach dokonano adaptacji Wielowymiarowej Skali Spostrzeganego Wsparcia Społecznego autorstwa Zimeta i współpracowników (1988). Uzyskane rezultaty potwierdziły założoną przez autorów wersji oryginalnej trójczynnikową strukturę narzędzia, wyjaśniającą łącznie 78,80% wariancji. Składają się na nią następujące podskale: Przyjaciele, Rodzina i Osoba znacząca, opisujące źródła Spostrzeganego wsparcia społecznego. Analiza konfirmacyjna potwierdziła tę trójczynnikową strukturę, ujawniając stosunkowo dobre dopasowanie zgromadzonych danych do przyjętego modelu. Narzędzie cechuje w pełni zadowalająca rzetelność zarówno dla wyniku ogólnego, jaki poszczególnych podskal: Przyjaciele, Rodzina, Osoba znacząca. Wyniki są zbliżone do uzyskanych przez Zimeta i współpracowników (1988) w wersji oryginalnej. Także wyniki opisujące stabilność czasową oraz trafność zewnętrzną prezentują satysfakcjonujące wartości psychometryczne.

Warto też dodać, że w ostatnim roku przeprowadzono kilka badań z wykorzystaniem MSPSS w naszej adaptacji w różnego rodzaju badaniach klinicznych na następujących grupach: kobiet chorych na nowotwór złośliwy piersi (Naumiuk, 2015), opiekunów osób chorych na schizofrenię (Bucka, 2015), rodziców dzieci z zespołem Downa (Kózka, 2015). We wszystkich tych badaniach kwestionariusz MSPSS potwierdził dobre właściwości psychometryczne, uzyskując w pełni zadowalające rzetelności, a współczynniki a Cronbacha dla wyniku ogólnego przyjmowały wartości przekraczające 0,90 (Naumiuk, 2015 - a = 0,94; Kózka, 2015 - a = 0,93; Bucka, 2015 - a = 0,91). Podobnie satysfakcjonujące były rzetelności uzyskane w podskalach. Rezultaty tych badań potwierdzają zatem wartość i użyteczność tego narzędzia pomiaru nie tylko w populacji ogólnej, ale również w badaniach klinicznych.

Reasumując, zaprezentowane badania pokazały, że MSPSS jest narzędziem o wysokiej trafności teoretycznej oraz satysfakcjonującej rzetelności, a wskaźniki stabilności czasowej są w pełni zadowalające. Uzyskane wyniki potwierdzają zasadność stosowania Wielowymiarowego Kwestionariusza Wsparcia Społecznego w badaniach naukowych. Oznacza to, że MSPSS stanowi dobre źródło informacji na temat postrzeganych źródeł wsparcia społecznego i tym samym może być alternatywą dla dostępnych na gruncie polskim kwestionariuszy badających wsparcie społeczne. Zainteresowanie zmienną, jaką stanowi wsparcie społeczne spostrzegane, jest często akcentowane w badaniach psychologicznych. Z tego względu wydaje się użyteczne powiększenie puli narzędzi badawczych posiadających dobre właściwości psychometryczne.  

Warto jednak prowadzić dalsze analizy i obserwacje nad wykorzystaniem tego narzędzia pomiaru w badaniach naukowych. Przeprowadzone dotychczas prace weryfikacyjne nad oceną wartości psychometrycznych MSPSS warto byłoby wzmocnić o dalsze analizy - zarówno dotyczące pomiaru stabilności czasowej narzędzia poprzez powiększenie grupy osób badanych, jak też dalsze badanie trafności poprzez sprawdzenie korelacji pomiędzy MSPSS a innymi kwestionariuszami (np. samooceną czy depresją). Ciekawy kierunek dalszych prac adaptacyjnych wynika również z analiz przeprowadzonych w ostatnich latach przez Wongpakaran i Wongpakaran (2012), którzy zastosowali w swoich badaniach zrewidowaną wersję MSPSS polegającą na wprowadzeniu do instrukcji pewnej zmiany (w instrukcji znalazła się uwaga, że Osobą znaczącą nie mogą być Przyjaciele ani Rodzina). I choć, jak sami autorzy piszą, zmiana ta miała charakter drugorzędny, to doprecyzowanie okazało się wartościowym zabiegiem (wynikającym zresztą z wcześniejszych obserwacji). Warto też dodać, że ta zrewidowana wersja kwestionariusza uzyskała również pełne potwierdzenie dobrych właściwości psychometrycznych w odniesieniu do trójczynnikowej struktury kwestionariusza, a sam model otrzymał nie tylko zadowalające wartości w konfirmacyjnej analizie czynnikowej, ale nawet lepsze niż wersja oryginalna (Wongpakaran, Wongpakaran, 2012). Tego typu doniesienia są więc interesującą wskazówką inspirującą do modyfikacji narzędzia i sprawdzania go w nowych warunkach zastosowania, przy czym wymaga to dalszych prac wery fikacyjnych.

Literatura cytowana

Ariapooran, S. (2014). Compassion fatigue and burnout in Iranian nurses: The role of perceived social support. Iranian Journal of Nursing and Midwifery Research, 19 (3), 279-284.

Bagherian-Sararoudi, R., Hajian, A., Ehsan, H.B., Sarafraz, M.R., Zimet, G.D. (2013). Psychometric properties of the Persian version of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support in Iran. International Journal of Preventive Medicine, 4 (11), 1277-1281.

Bin, L., Hongyu, M., Yongyu, G., Fuming, X., Zongkui, Z. (2014). Positive psychological capital: A new approach to social support and subjective well-being. Social Behavior and Personality: An International Journal, 42 (1), 135-144.

Bovier, P.A., Chamot, E., Perneger, T.V. (2004). Perceived stress, internal resources, and social suport as determinants of mental health among young adults. Quality of Life Research, 13, 161-170.

Bucka, A. (2015). Uwarunkowania zespołu wypalenia sił u opiekunów osób chorych na schizofrenie (Niepublikowana praca magisterska). Katowice: Instytut Psychologii Uniwersytetu Śląskiego.

Burton, E., Stice, E., Seeley, J.R. (2004). A prospective test of the stress-buffering model of depression in adolescent girls: No support once again. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 72 (4), 689-607.

Canty-Mitchell, J., Zimet, G. (2000). Psychometric properties of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support in urban adolescents. American Journal of Community Psychology, 28 (3), 391-400.

Cecil, H., Stanley, M.A., Carrion, P.G., Swann, A. (1995). Psychometric properties of the MSPSS and NOS in psychiatric outpatients. Journal of Clinical Psychology, 51 (5), 593-602.

Cieślak, R. (2012). Wsparcie społeczne - problemy i techniki pomiaru. W: H. Sęk, R. Cieślak (red.), Wsparcie społeczne, stres i zdrowie (s. 106-122). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN.

Clara, I.P., Cox, B.J., Enns, M.W., Murray, L.T., Torgrudc, L.J. (2003). Confirmatory factor analysis of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support in clinically distressed and student samples. Journal of Personality Assessment, 81 (3), 265-270.

Cohen, S., Syme, SL. (1985). Issues in the study and application of social support. W: S. Cohen, S.L. Syme (red.), Social Support and Health (s. 5-25). San Francisco: Academic Press.

Cohen, S., Wills, T.A. (1985). Stress, social support, and the buffering hypothesis. Psychological Bulletin, 98 (2), 310-357.

Collins, N.L., Dunkel-Schetter, C., Lobel, M., Scrimshaw, C.M. (1993). Social support in pregnancy: Psychosocial correlates of birth outcomes and postpartum depression. Journal of Personality and Social Psychology, 65 (6), 1243-1258.

Dahlem, N., Zimet, G., Walker, R. (1991). The Multidimensional Scale of Perceived  Support: A confirmation study. Journal of Clinical Psychology, 47 (6), 756-761.

Edwards, L.M. (2004). Measuring perceived social support in Mexican American Youth: Psychometric Properties of Multidimensional Scale of Perceived Social Support. Hispanic Journal of Behavioral Sciences, 26 (2), 187-194.

Ekbäck, M., Benzein, E., Lindberg, M., Årestedt, K. (2013). The Swedish version of The Multidimensional Scale of Perceived Social Support (MSPSS) - a psychometric evaluation study in women with hirsutism and nursing students. Health and Quality of Life Outcomes, 11 (1), 1-19.

Ekbäck, M., Lindberg, M., Benzein, E., Årestedt, K. (2014). Social support: An important factor for quality of life in women with hirsutism. Health and Quality of Life Outcomes, 12 (1), 158-174.

Eker, D., Arkar, H., Yaldiz, H. (2000). Generality of support sources and psychometric properties of a scale of perceived social support in Turkey. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 35 (5), 288-293.

Frese, M. (1999). Social support as a moderator of the relationship between work stressors and psychological dysfunctioning: A longitudinal study with objective measures. Journal of Occupational Health Psychology, 4 (3), 179-192.

Hornowska, E. (2009). Testy psychologiczne. Teoria i praktyka. Warszawa: Wydawnictwo Naukowe Scholar.

Hornowska, E., Paluchowski, W.J. (2004). Kulturowa adaptacja testów psychologicznych. W: J. Brzeziński (red.), Metodologia badań psychologicznych. Wybór tekstów (s. 151-191). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN.

Juczyński, Z. (2001). Narzędzia pomiaru w promocji i psychologii zdrowia. Warszawa: Pracownia Testów Psychologicznych Polskiego Towarzystwa Psychologicznego.

Kawachi, I., Berkman, L.F. (2001). Social ties and mental health. Journal of Urban

Health: Bulletin of the New York Academy of Medicine, 78 (3), 458-467.

Khan, F., Aftab, S. (2013). Marital satisfaction and perceived social suport as vulnerability factors to depression. American International Journal of Social Science, 2 (5), 99-107.

Kmiecik-Baran, K. (1995). Skala wsparcia społecznego. Teoria i właściwości psychometryczne. Przegląd Psychologiczny, 38 (1/2), 201-214.

Kózka, A. (2015). Odczuwany stres oraz zasoby indywidualne i relacyjne a dobrostan psychiczny rodziców dzieci z zespołem Downa (Niepublikowana praca magisterska). Katowice: Instytut Psychologii Uniwersytetu Śląskiego.

Lindsey, A.M., Yates, B.C. (2004). Social support: Conceptualization and measurements instruments. W: M. Frank-Stromborg, S.J. Olsen (red.), Instruments for clinical health-care research (s. 164-199). Canada: Jones and Bartlett Publishers.

Łuszczyńska, A., Cieślak, R. (2005). Protective, promotive, and buffering effects of perceived social support in managerial stress: The moderating role of social support. Anxiety, Stress and Coping: An International Journal, 18 (3), 227-244.

Łuszczyńska, A., Kowalska, M., Schwarzer, R., Schutz, U. (2006). Berlińskie Skale Wsparcia Społecznego (BSSS): Wyniki wstępnych badań nad adaptacją skal i ich właściwościami psychometrycznymi. Studia Psychologiczne, 3 (44), 17-27.

Malkoc, A., Yalcin, I. (2015). Relationships among resilience, social support, coping, and psychological well-being among university students. Turkish Psychological Counseling and Guidance Journal, 5 (43), 35-43.

Naumiuk, M. (2015). Czynniki wyznaczające dobrostan psychiczny kobiet chorych na nowotwór złośliwy piersi (Niepublikowana praca magisterska). Katowice: Instytut Psychologii Uniwersytetu Śląskiego.

Norris, F.H., Kaniasty, K. (1996). Received and perceived social support in times of stress: A test of the social support deterioration deterrence model. Journal of Personality and Social Psychology, 71 (3), 498-511.

Pleśniak, A. (2009). Wybór metody estymacji w budowie skali czynnikowej. Wiadomości Statystyczne, 11, 1-17.

Reblin, M., Uchino, BN. (2008). Social and emotional support and its implication for health. Current Opinion in Psychiatry, 21 (2), 201-205.

Schermelleh-Engel, K., Moosbrugger, H. (2003). Evaluating the fit of structural equation models: Tests of significance and descriptive goodness-of-fit measures. Methods of Psychological Research Online, 8 (2), 23-74.

Schwarzer, R., Knoll, N. (2007). Functional roles of social support within the stress and coping process: A theoretical and empirical overview. International Journal of Psychology, 42, 243-252.

Sęk, H. (2012). Rola wsparcia społecznego w sytuacjach stresu życiowego. O dopasowaniu wsparcia do wydarzeń stresowych. W: H. Sęk, R. Cieślak (red.), Wsparcie społeczne, stres i zdrowie (s. 49-67). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN.

Sęk, H., Cieślak, R. (2012). Wsparcie społeczne = sposoby definiowania, rodzaje i źródła wsparcia, wybrane koncepcje teoretyczne. W: H. Sęk, R. Cieślak (red.), Wsparcie społeczne, stres i zdrowie (s. 11-28). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN.

Smoktunowicz, E., Cieślak, R., Żukowska, K. (2013). Rola wsparcia społecznego w kontekście stresu organizacyjnego oraz zaangażowania w pracę. Studia Psychologiczne, 51 (4), 25-37.

Stanley, M.A., Beck, J.G., Zebb, B.J. (1998). Psychometric properties of the MSPSS in older adults. Aging &Mental Health, 2 (3), 186-193.

Szlachta, E. (2009). Próba adaptacji i walidacji polskiej wersji The Interpersonal Support Evaluation List (ISEL) - Kwestionariusz Spostrzeganego Wsparcia Społecznego. Przegląd Psychologiczny, 52 (4), 433-451.

Uchino, B.N., Cacioppo, J.T., Kiecolt-Glaser, J.K. (1996). The relationship between social support and physiological processes: A review with emphasis on underlying mechanisms and implications for health. Psychological Bulletin, 119 (3), 488-531.

Wills, T.A., Shinar, 0. (2000). Measuring perceived and received social support. W: S. Cohen, L. Underwood, B. Gottlieb (red.), Social support measurement and intervention: A guide for health and social scientists (s. 86-135). New York: Oxford University Press.

Van Prooijen, J.W., van der Kloot, W.A. (2001). Confirmatory analysis of exploratively obtained factor structures. Educational and Psychological Measurement, 61 (5), 777-792.

Wongpakaran, N., Wongpakaran, T. (2012). A revised Thai Multi-Dimensional Scale of Perceived Social Support. The Spanish Journal of Psychology, 15 (3), 1503-1509.

Wongpakaran, T., Wongpakaran, N., Ruktrakul, R. (2011). Reliability and validity of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support (MSPSS): Thai Version. Clinical Practice and Epidemiology in Mental Health, 7, 161-166.

Zakrzewska, M. (2004). Konfirmacyjna analiza czynnikowa w ujęciu pakietu statystycznego. W: J. Brzeziński (red.), Metodologia badań psychologicznych. Wybór tekstów (s. 443-478). Warszawa: Wydawnictwo Naukowe PWN.

Zimet, G., Dahlem, N., Zimet, S., Farley, G. (1988). The Multidimensional Scale of Perceived Social Support. Journal of Personality Assessment, 52 (1), 30-41.

Zimet, G., Powell, S., Farley, G., Werkman, S., Berkoff, K. (1990). Psychometric characteristics of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support. Journal of Personality Assessment, 55 (3-4), 610-617.

Aneks

Zimet, N. Dahlem, S. Zimet & G. Farley Wielowymiarowa Skala Spostrzeganego Wsparcia Społecznego (adaptacja polska: K. Buszman, H. Przybyła-Basista)

INSTRUKCJA: Interesuje nas, jak ustosunkowujesz się do poniższych twierdzeń. Przeczytaj każde z nich bardzo uważnie i zaznacz:

1 - jeśli zdecydowanie się nie zgadzasz

2 - jeśli się nie zgadzasz  

3 - jeśli trochę się nie zgadzasz  

4 - jeśli nie masz zdania  

5 - jeśli trochę się zgadzasz  

6 - jeśli się zgadzasz  

7 - jeśli zdecydowanie się zgadzasz