Ceskoslovenskápsychologie 20071 rocník LI 1 císlo 3
STRUKTURÁLNÍ ANALÝZA MODELU ŽIVOTNÍ
SPOKOJENOSTI ADOLESCENTUl
JIRÍ KOŽENÝ, LADISLAV CSÉMY, LÝDIE TIŠANSKÁ
Psychiatrické centrum Praha
Univerzita Karlova, 3. lékGl'skáfakulta. Praha
ABSTRACT
Structural equation modeling 01' adolescents'
lite satistaction
.T.Kožen,'Ý.L. Csémy, L. Tišanská
Objectives: The aim 01'the study was to test the
ettect 01'emotional support and tamily cohesion
on the relationship among lite satistaction, somatic/psychic
problems and adaptation to school en-
vironment.
Subjects and setting: The subjects consisted 01'
921 15-year-old Czech pupils (50S girls and 413
boys). The data, extracted trom the Health Behaviour
in School-aged Children International
data archive, were collected using structured questionnaire
in school environment.
Statistica! analysis: Relations among variables
based on an estimate 01'the asymptotic sampling
covariance matrix 01'the polychoric sample correlations,
were analyzed by structural equation
modeling using Generally Weighted Least Square
iterative procedure.
Results: Analysis 01'data usingSEMbrought
acceptable support tor the proposed model assuming
ettect 01'emotional support and tamily cohesion
on the relationships among lite satistaction,
somatic/psychic problems and adaptation to
school environment. Model accounted tor 31%
and 35% 01'variance 01'boys and girls lite satistaction,
respectively. The magnitude 01'congruence
between the model and the data was noteworthy.
Indices retlect that the model tits well and
was also, apart trom intertactor correlations and
ÚVOD
notably trom error variances, gender invariant.
Standardized ettects 01' emotional support and
tamHy cohesion on the lite satistaction, and tamily
cohesion on adaptation to school environment
were very simHar and statistically signiticant tor
both groups. Nevertheless, it seems that lite satistaction
01'girls is noticeably more strongly associated
with the degree 01'perceived emotiona!
support, and also their adaptation to school environment
could be more potent source ot somaticl
psychic problem in comparison to boys.
Study limitation: Structural equation models are
essentially correlational in nature. Consequently,
even with adequate tit indices and the explanation
01'a large proportion ot variance in the criterion
construct, other model s could be equally viable.
The present study is subject to several limitations.
First, the tindings require replication with
an independent sample. Second, because the data
relied on selt-report measures, replication studies
that include third-pmiy observations of the participants'
behavior would be desirable.
key words:
well-being,
adolescents,
SEM
klítová slova:
životní spokojenost,
adolescenti,
SEM
Životní spokojenost je konstrukt, sledovaný v mnoha pracích, které se zabývají zdravím
nebo chováním vztahujícím se ke zdraví (Alperstein, Raman, 2003; Irwin et al.,
2002; Hassmen et al., 2000). Podle poznatku z výzkumu jde o významnou kompoDošlo:
26. 6. 2006; J. K., L. c., L. T.; Laborator psychometrických studií, Psychiatrické centrum
Praha, Ústavní 91, lSI 03 Praha S;e-mail: kozeny@pcp.lf3.cuni.cz
I Studie byla tinancována z grantu GA CR, reg. c. 406/05/2607.
224 / Výzkumnéstudie
nentu, do níž se promítá percepce vlastního zdravotního stavu a celková úroven kvality
života. Pojmovému vymezení životní spokojenosti byla venována rada prací (napr.
Cantril, 1965; Diener, 1984. Diener et a!., 1999). Diener, který vytvoril jednu z nejrozšírenejších
škál na merení životní spokojenosti (Satisfaction With Life Scale, Diener
et. a!., 1985), považuje životní spokojenost za koncept, který je jednou ze trí soucástí
subjektivne pocitované pohody (subjective well-being [SWB]). Vedle životní
spokojenosti, kterou považuje za kognitivní složku SWB, pocítá Diener ješte s príjemnými
afekty a nepríjemnými afekty, jako jeho dvemi dalšími komponentami.
V odborné literature však není odlišování pojmu životní spokojenosti a SWB dusledné
ani jednotné. Pro ceskou psychologii predstavuje urcitý problém i skutecnost, že
se dosud v odborném jazyce nevžil jednotný ceský ekvivalent pro SWB, i když patrne
nejvýstižnejší je preklad osobní pohoda (Kebza, Šolcová, 2003).
Literatura venovaná problematice životní spokojenosti a SWB je velmi rozsáhlá a
v rámci úvodu empirického príspevku mužeme podat jen dílcí a nutne selektivní infOlmaci
o výzkumu v dané oblasti. Prevažující cást výzkumných prací venovaných
faktorum, které se podílejí na utvárení životní spokojenosti, byla orientována na individuálne
psychologické cinitele. Diener et al. (1995) zjistili souvislost mezi extraverzí
a životní spokojeností. K podobným výsledkum dospel i Blatný (200 I), který sledoval
osobnostní determinanty životní spokojenosti adolescentu. Sebehodnocení je
dalším z casto udávaných psychologických charakteristik, které významne korelují
se životní spokojeností (Kwan et al., 1997; Lašek, 2004). Významný vliv na utvárení
životní spokojenosti mají také faktory blízkého sociálního prostredí, tj. z oblasti rodiny
a rodinných vztahu, z okruhu blízkých prátel (napr. McCubbin, McCubbin; 1996;
Sobotková, 2004). Nekteré výzkumné práce prinesly podporu hypotéze o efektu socioekonomické
úrovne na životní spokojenost (Kennedy et al., 1998).
Diener (1999) vyjádril v prehledové práci potrebu orientovat další výzkum v oblasti
SWB na lepší pochopení kauzálních vztahu, které, cestou vzájemné interakce mezi
promennými, vedou k vytvárení pocitu štestí a spokojenosti. Poznání souvislostí mezi
tím, jak životní spokojenost, resp. míra osobní pohody v interakci s životními událostmi
modulují adaptacní fungování individua, by bylo podle neho prínosné z hlediska
dalšího rozvíjení teoretického rámce SWB. Tato potreba postižení životní spokojenosti
v širších kontextech je výzvou pro další výzkum, který by analyzoval soucasné
pusobení promenných z více oblastí.
Práce, kterou predkládáme, vychází z mezinárodního projektu Svetové zdravotnické
organi~ace "Mládež a zdraví" (The Health Behaviour in School-aged Children
(HBSC). Zivotní spokojenost dotázaných detí školního veku byla v tomto projektu
merena vybranými položkami ze Students' Life Satisfaction Scale (Huebner, (991).
Huebnerovo pojetí životní spokojenosti, které se promítá i do zpusobu, jak životní
~okojenost merí, zahrnuje posouzení životní situace jedince na kognitivní rovine.
Zivotní spokojenost je tedy v naší práci chápána v užším smyslu, tj. bez emocních
složek. Teoretickým východiskem pro hypotézu, jejíž testování bylo hlavním cílem
práce, je predpoklad vlivu faktoru emocionální opory a rodinné koheze na vztah mezi
životní spokojeností, somatickými/psychickými potížemi a adaptací na školní prostredí.
Výše naznacené teoretické vymezení se opírá o poznatky výzkumu životní spokojenosti,
naznacené výše, dále o poznatky a závery, které byly publikovány v souvislosti
s rešením projektu HBSC (Currie et al., 2004; Torsheim, Viiilmaa, Danielson, 2004;
Haugland, 2001; Hetland et a!., 2002). Práce se zabývá životní spokojeností adolescentu
školního veku. Jde o vývojové období, ve kterém nelze životní spokojenost oddelovat
od vývoje osobnosti, telesného zrání a potreby dosahování životních cílu
(Bauer, McAdams, 2004). I pres omezení daná již existující strukturou dat, jsme pri
Výzkumnéstudie / 225
zvažování testovaného teoretického modelu prihlíželi k vývojovým aspektum. Sociální
kontext životní spokojenosti a analýza vztahu mezi relevantními doménami metodou
strukturálních rovnic predstavují méne obvyklé prístupy v dané oblasti výzkumu.
V tomto smeru chce naše práce být príspevkem ke stávajícím poznatkum.
PROCEDURA A SOUBOR
Zdrojem dat byly údaje z mezinárodní datové báze the Health Behaviour in Schoolaged
Children (HBSC) Survey obsahující data 162305 respondentu (78936 chlapcu a
83369 dívek) ve vekových kategoriích 11, 13 a 15 let, shromáždená v 32 zemích na
podklade strukturovaného dotazníku administrovaného ve školním prostredí (Currie
et a!., 2004).
Pro testování modelu byly zvoleny výpovedi patnáctiletých ceských detí. Data byla
testována z hlediska poctu a distribuce chybejících údaju o zvolených indikátorech
kompozitních promenných. Vzhledem k velkému poctu chybejících dat, který dosahoval
až 13 % a skutecnosti, že u frekvencí výskytu chybejících dat nebyla nalezna
pravidelná struktura a lze tedy predpokládat, že mela náhodný charakter, byly chybející
hodnoty imputované substitucí hodnotami získanými od prípadu s podobnou strukturou
dat ze socioekonomické oblasti. Pro definici struktury byly zvoleny charakteristiky
dítete: pohlaví, škola, trída; charakteristiky otce a matky: vzdelání, zamestnání,
vlastní/nevlastní otec/matka. Konecný pocet respondentu bez chybejících dat byl
508 dívek a 413 chlapcu.
Prumerné vzdelání (tab. 1)matek je u souboru chlapcu hranicne statisticky významne
vyšší ve srovnání se souborem dívek (M- W presný test, Z =-1,93; P = 0,052). S obema
rodici bydlí 96,6 % dívek a 97,2 % chlapcu. S nevlastní matkou bydlí 1,7 % dívek
a 1,3 % chlapcu, s nevlastním otcem 9,7 % dívek a 7,1 % chlapcu, kolem 15 % dívek
a 13 % chlapcu nemá sourozence, bez zamestnání bylo 3,1 % otcu a 11,1 % matek.
Tab. 1 Vzdelání rodicu v procentech
PROMENNÉ
Data byla podrobena testování z hlediska jejich distribuce, statistických vlastností a
upravena transformací v kladném smeru, tj. na stupnice, kde vyšší hodnota indikuje
pozitivní hodnocení.
EMOP - EMOCIONÁLNÍ OPORA/OTEVRENOST/BLÍZKOST; rozsah 3 - 12
Indikátory:
EOl - sverit se otci (velmi obtížné 1- velmi snadné 4)
E02 - sverit se matce (velmi obtížné 1- velmi snadné 4)
E03 - sverit se nejlepšímu príteli/prítelkyni (velmi obtížné 1 - velmi snadné 4)
226 / Výzkumnéstudie
otec matka
vzdelání
dívky chlapci celkem dívky chlapci celkem
základní 2,4 2,2 2,3 4,9 2,2 3,7
vyucen 47,6 49,6 48,5 38,0 36,3 37,2
maturita 34,4 30,8 32,8 43,1 43,8 43,4
vysoká škola 19,0 13,8 32,8 14,0 17,7 15,6
ROAK - RODINNÉ AKTIVITY-CAS STRÁVENÝ S RODICi/RODINNÁ KOHEZE; rozsah 0-16
Indikátory:
RAl - procházky (nikdy O- každý den 4)
RA2 - návšteva nejakých míst (nikdy O- každý den 4)
RA3 - návšteva prátel/príbuzných (nikdy O- každý den 4)
RA4 - sport (nikdy O- každý den 4)
OBT - OBTíŽE(PSYCHICKÉASOMATICKÉ);rozsah 0-44
Indikátory:
OB 1- bolesti hlavy (zhruba každý den O- zrídka/nikdy 4)
OB2 - bolest žaludku (O- 4)
OB3 - bolest v zádech (O- 4)
OB4 - pocit skleslosti (O- 4)
OB5 - podráždenost, špatná nálada (O- 4)
OB6 - nervozita, napetí (O- 4)
OB7 - potíže pri usínání (O- 4)
OB8 - malátnost/závrate (O- 4)
OB9 - bolest ramenou, krcní pátere (O- 4)
OB 10 - obavy, strach (O- 4)
OB11 - únava, vycerpání (O- 4)
ADSK - ADAPTACENAŠKOLU/SPOKOJENOSTVEŠKOLE;rozsah 0-16
Indikátory:
AS 1- ucitelé povzbuzují k vyjadrování vlastních názoru (zcela nesouhlasí O- zcela
souhlasí 4)
AS2 - ucitelé s námi jednají spravedlive (O- 4)
AS3 - ucitelé mi poskytnou pomoc, když ji potrebuji (O- 4)
AS4 - ucitelé se o mne zajímají jako o cloveka (O- 4)
ZISP - ŽiVOTNÍSPOKOJENOST;rozsah 0- 12
Indikátory:
ZS 1 - pocit-vše jde dobre (nikdy O- témer vždy 3)
ZS2 - pocit-zmenit mnoho vecí (témer vždy O- nikdy 3)
ZS3 - pocit-mít jiný život (témer vždy O- nikdy 3)
ZS4 - pocit-dobrý pocit z vecí (nikdy O- témer vždy 3)
STATISTICKÉ ZPRACOVÁNÍ NÁLEZU
Vztahy mezi promennými, založené na odhadu asymptotické kovariancní matice polychorických
korelací, byly analyzované metodu strukturálních rovnic iterativní Generally
Weighted Least Square procedurou, která je ekvivalentní Brownove asymptotically
distribution-free (ADF) metode odhadu shody modelu a dat.
Analýza dat byla realizovaná programy SPSS ver. 14.02 (SPSS, 2005) Prelis ver. 2,
Lisrel ver. 8.72 (Joreskog a Sorbom, 1999, 2005ab), a Amos ver. 6.0 (Arbuckle, 2005).
VÝSLEDKY A DISKUSE
Psychometrické vlastnosti kompozitních promenných
Vnitrní konzistence kompozitních promenných se pohybuje v rozsahu 0,571 - 0,820
(chlapci) a 0,421- 0,817 (dívky), což jsou jednak hodnoty velmi podobné, jednak prijatelné,
když vezmeme v úvahu, že s výjimkou OBT, kterou tvorí 11 položek, jsou
ostatní latentní promenné definované pouze 4 položkami a promenná EMOP dokonce
jen tremi indikátory. Promenná EMOP má nejnižší vnitrní konzistenci, což je zpuVýzkumnéstudie
/ 227
sobeno nejen malým poctem položek, ale i nižším príspevkem k celkové variabilite
škálové hodnoty od položky E03 (sverit se nejlepšímu príteli/prítelkyni), což je nález
platný pro oba soubory (tab. 2).
Tah. 2 Škálové prumery a rozptyly, položkové prumery (P-P), mezipoložková korelace(M-K),
položková minima a maxima, Cronbachuv standardizovaný koeficient a
Diference mezi chlapci a dívkami z hlediska kompozitních promenných.
Multivariacní test (MANOV A) naznacil statisticky významný celkový rozdíl mezi
chlapci a dívkami v odpovedích na otázky, jež indikují jednotlivé kompozitní promenné;
Wilksova A = 0,918,exact Fdf=5915 = 16,33,P < 0,001. Párovým srovnáním
založeným na odhadnutých marginálních'prumerech s Bonferroniho korekcí byly identifikovány
trí kompozitní promenné, které se na diferenci mezi chlapci a dívkami podílejí.
Z prumerných diferencí (tab. 3) vyplývá, že dívky statisticky významne casteji
Tab. 3 Prumerné diference mezi dívkami a chlapci
*statisticky významný rozdíl (Bonferroniho korekce)
228 / Výzkumnéstudie
chlapci (n =413) dívky (n =508)
stupnice pocet
položek M SO Min Max a M SO Min Max a
EMOP 3 9,01 1,870 3 12 ,571 9,02 1,636 3 12 ,421
P-P 2.924 0,611 2,089 3,600 3,005 0,.692 2,337 3,600
M-K .307 0,122 ,209 ,504 ,195 0,130 ,090 ,377
ROAK 4 4,89 2,347 ° 16 ,612 4,84 2,349 ° 12 ,705
p-p 2,647 0,311 1,816 3,259 1,211 0,.298 ,870 1,571
M-K ,283 0,089 ,144 ,504 ,374 0,089 ,243 ,516
ZISP 4 7,38 1,990 I 12 ,592 6,79 2,231 1 12 ,711
P-P 1,844 0,.378 1,489 2,366 1,698 0,012 1,386 2,120
M-K ,266 0,105 ,133 ,430 ,380 0,070 ,278 ,494
OBT 11 12,90 2,684 ° 16 ,820 11,50 3,106 ° 16 ,817
P-P 3,021 0,482 2,167 3,685 2,737 0,456 2,028 3,514
M-K ,293 0,.083 ,141 ,524 ,289 0,077 ,180 ,533
AOSK 4 8,79 3,502 ° 16 ,769 8,53 3,093 ° 16 ,727
P-P 1,844 0,245 1,489 2,366 2,132 0,244 1,925 2,407
M-K ,266 0,105 ,133 ,430 ,399 0,477 ,267 .573
stupnice M SE sig.
95 % CI
dolní horní
EMOP 0,514* 0,163 0,002 0,194 0,834
ROAK -0,047 0,156 0,765 -0,352 0,259
ZISP -0,586* 0,141 0,000 -0,863 -0,310
AOSK -0,259 0,218 0,233 -0,686 0,167
OBT -1,403* 0,194 0,000 -1,783 -1,023
pocitují prítomnost emociální opory ve srovnání s chlapci. ChlapcI mají statlsllcKy
významne vyšší skóry v konstruktech ZISP a OBT i v konstruktech ROAK, ADSK,
kde ale diference statisticky významné nejsou.
Kongenerická faktorová analýza kompozitních promenných
Výsledky konfiImacní faktorové analýzy (tab. 4) podporují nálezy pocházející z testování
vnitrní konzistence pro oba soubory. Nicméne šírka 90% intervalu spolehlivosti
indexu RMSEA naznacuje možnost výskytu vyšších reziduálních hodnot.
Tab. 4 Indexy shody modelu a dat
Analýza míry shody struktury kompozitních promenných z hlediska pohlaví
lnvariance struktury kompozitních promenných z hlediska pohlaví byla testována na
podklade "multiple-groups" modelu (tab. 5). Hypotéza Hl predpokládá invariantnost
modelu pro obe skupiny, chlapce a dívky, z hlediska faktorových náloží, strukturální
kovariance, strukturálních reziduí (Model N); hypotéza H2z hlediska faktorových náloží
(Model F); hypotéza H) z hlediska strukturální kovariance (Model S); hypotéza
H4z hlediska strukturálních reziduí (Model R).
S výjimkou kompozitní promenné OBT lze u všech ostatních možno prijmout H?
o invariantnosti faktorových záteží pro obe skupiny. Z hlediska strukturální kovariance
tomu tak je pouze u promenných ADSK a ROAK, z hlediska strukturálních reziduí
u promenných ADSK a ZISP. Obecne, a urcitým zjednodušením, lze ríci, že na diferencích
mezi chlapci se podílejí predevším chybový rozptyl a míra kovariance latentních
promenných. Z hlediska indexu shody modelu a dat se jeví modely s restringovanými
faktorovými zátežemi jako nejprijatelnejší, tj., mezi dívkami a chlapci je diference z hlediska
faktorových záteží minimální. Nález je ve shode s výsledky získanými kongenerickou
faktorovou analýzou, tj., lze predpokládat prítomnost vyšší chybové variance.
Výzkumné studie / 229
chlapci
index shody EM OP ROAK ZISP OBT ADSK
SoB S X2 perfektní 1,06; df=1 0,54; df=1 84,28; df=41 2,27; dt=1
shoda (p=0,30 (p=0,46) (p=O,OI) (p=0,13)
X2/df 1,06 0,54 2,05 2,27
RMSEA 0,01 0,00 0,05 0,05
RMSEA 90% CI 0,00-0,13 0,00-0,12 0,03-0,06 0,0-0,16
CFI 0,99 1,0 0,99 1,0
AGFI 0,98 0,98 0,98 1,00
dívky
index shody EMOP ROAK ZISP OBT ADSK
SoB S X2 perfektní 0,66; df= I 0,53; df=1 76,55; df=41 1,50; df= I
shoda (p=0,42) (p=0,47) (p=0,0006) (p=O,22)
X2/df 1,06 0,53 1,86 1,50
RMSEA 0,07 0,0 0,04 0,03
RMSEA 90% CI 0,02-0,13 0,0-0,12 0,03-0,06 0,0-0,13
CFI 0,99 1,0 0,99 1,0
AGFI 0,98 0,98 0,98 1,0
Tah. 5 Kompozitní promenné: X2test diferencí mezi chlapci a dívkami z hlediska invariance
faktorových náloží, strukturální kovariance, strukturálních reziduí a indexy shody modelu
Model:
N - nerestringovaný
F - faktorových záteží
S - strukturální kovariance
R - strukturálních reziduí
nezávislé latentní
promenné KSI
závislá latentní
promenná ETA
závislé latentní
promenné ETA
EMOCIONÁlNÍ
opoRA! BLÍZKOST
(EMOP)
SOMATICKÉ/PSYCHICKÉ
OBTÍŽE
(OBn
ŽIvoTNÍ
SPOKOJENOST
(ZISP)
RODINNÉ
AKTIVITYIKOHEZE
(ROAK)
Ohl'. 1 Schéma smerové hypotézy
230 / Výzkumnéstudie
MODEL X2 df P AGF! CFI RMSEA 90% CI
ADSK N 13,2 4 0.01 0,96 0,97 0,05 0,02 0,08
F 0.67 3 0,87 0,98 0,98 0,03 0,00 0,05
S 6.18 4 0,18 0,98 0,96 0,04 0,02 0.06
R 8,91 8 0,35 0,98 0,96 0,03 0,00 0,05
EMOP N 0,00 ° 1,00
F 3,82 2 0.15 0,98 0,99 0,03 0,00 0,08
S 7,58 3 0,06 0,98 0,97 0,04 0,00 0,08
R 43,46 6 0,00 0,94 0,75 0,08 0,08 0,11
ROAK N 17,90 4 0,001 0,95 0,94 0,06 0,00 0,03
F 3.56 3 0,31 0,97 0,94 0,04 0,00 0,03
S 3,88 4 0,42 0,97 0,94 0,04 0,00 0,04
R 14,80 8 0,06 0,97 0,91 0,04 0.00 0,04
OBT N 219,97 86 0,00 0,93 0,74 0,04 0,03 0,05
F 20,46 10 0,03 0,93 0,73 0,04 0,03 0,05
S 24,46 II 0,01 0,93 0,72 0,04 0,03 0,05
R 135,49 23 0,00 0,91 0,54 0,05 0,04 0,06
ZISP N 45,65 4 0,00 0,87 0,83 0,10 0,08 0,13
F 1,41 3 0,70 0,93 0,84 0,07 0,06 0,10
S 7,91 4 0,09 0,93 0,81 0,07 0,06 0,10
R 12,45 8 0,13 0,95 0,81 0,06 0,05 0,08
Model životní spokojenosti
Model (obr. I) je formalizací hypotézy predpokládající vliv emocionální opory/blízkosti
a rodinné koheze na vztah mezi životní spokojeností, somatickými a psychickými
potížemi a adaptací na školní prostredí.
Zahrnuje latentní nezávislé promenné KSI (EMOP, ROAK) indikované manifestními
x-promennými a latentními závisle promennými ETA (ZIP, ADSK, OBT) indikovanými
manifestními y-promennými. Z korelací mezi kompozitními promennými
(tab. 6), které byly transformované na z-hodnoty (Fisherova transformace Pearsonova
korelacního koeficientu), vyplývá, že diference mezi chlapci a dívkami se odchylují
od nulové míry (p::; 0,05) pouze u asociace mezi ZISP a EMOP, kde je u dívek
sdílená variance 22,1 % a u chlapcu 15,2 %, mezi OBT a ADSK u dívek 5,3 % a
u chlapcu 1,4 %, mezi EMOP a ROAK u dívek 28,1 % a u chlapcu 16 %. Lze tedy
ríci, že emocionální opora je pravdepodobne u dívek zretelneji zastoupena jak v pocitu
životní spokojenosti, tak ve vnímané rodinné kohezi než u chlapcu. Rovnež je
u nich výraznejší asociace mezi školní adaptací a somatickými/psychickými problémy.
Tab. 6 Korelacní matice latentních promenných ETA a KSI
(chlapci nad, dívky pod diagonálou)
Výsledné modely jsou prezentované na obr. 2 a 3. Model byl upraven na podklade
modifikacních ukazatelu uvolnením chybové kovariance mezi indikátory, které lze
považovat za obsahove oduvodnitelné: OB3 (bolest v zádech) vs OB9 (bolest v ramenou);
OB5 (podráždenost, špatná nálada) vs OB6 (nervozita, napetí); OB6 (nervozita,
napetí) vs OB 10 (obavy, strach); RA2 (návšteva nejakých míst) vs RA3 (návšteva
prátel/príbuzných).
Tab. 7 Indexy shody modelu a dat
Výzkumné studie / 231
ETA KSI
ZISP OBT ADSK EMOP ROAK
ETA ZISP 0,41 0,15 0,39 0,33
OBT 0,45 0,12 0,16 0,09
ADSK 0,20 0,23 0,12 0,30
KSI EMOP 0,47 0,23 0,15 0,40
ROAK 0,32 0,16 0,28 0,53
INDEX SHODY chlapci dívky
S-B S X2 362.39; df =286 (p =0,02) 651.40; df = 286 (p = 0,02)
X2/df 1,26 2,27
RMSEA 0,02 0,02
RMSEA 90% CI 0,016-0,030 0,015-0,030
ECVI (saturovaný model) 1,70 1,38
ECEVI (nulový model) 14,3 14,78
CFI 0,99 0,99
AGFI 0.95 0,96
RMR (standardizovaný) 0,05 0,05
Sattora-Bentleruv škálovaný X2(S-B-S), který je indikátorem simultánního testu predpokladu
postulujícího validitu specifikace faktorových náloží, faktorových variancí/
kovariancí a chybové va1.iancenaznacuje, že hypotetický model není zcela adekvátní
ani u jednoho souboru (tab. 7).
Nicméne analýza kovariancních struktur je založena na teorii velkých souboru a
jejich velikost je kritická jednak pro získání presného odhadu parametru, jednak pro
udržitelnost aproximace asymptotické distribuce. Ocekávání, že hypotetický model
bude mít hodnotu X2aproximující stupne volnosti je obecne považované za nereálné
OBI 1-0.74
~~::: ::.-:1
\O
.
.f ~
V§ _0.540:5 OB4
\
O;54~ ~-0.5~
0.68~ 0.14
Ó_69~ ~-o"
\~-0.67 o..
0.10 0".'\9
~~-,~l \ \ OB10""0 . 6
0.35 \
0.15
0.45~,
/0.74
0.46--G""0.7~
--G
0.34
\J:03 "JI>
0.89
0.26
O.45--G~"
r-:::r 0.74 0_18
1'.52~~.r"'0.6
f<S>
' /0.11 ROAK
-.. r-:=l... o. s \o.n~ 0.53
r-:::I/ 0.30
0.72~ ~
~""0.6
~0.56
0_66~""0.56
0.69
---8
0.26
" 233 ""0 . 5
j
0_28
"B O.9
~--0.72
O-53J"":::1
?0.69~""0.52
AD5K)~~
~ ~.83 ~""031
0.78 ~ .
~""O. 39
Obr. 2 Úsekový diagram modelu - chlapci
(standardizované manifestní i latentní promenné)
232 / Výzkumnéstudie
~
OB2 -o.78
OB3 -O~S
~ 0.81
0.4
~ B~
~
" -0.47
0.44 .
rj.7~--0.6
B
0.63 ~
~ 0.14
/
~~_S7 8-0.6
~~.SO 0.40
.63~-0
0.30--8\
~
OB9 -
1r-::I"'~ ~~~~EMOP o.
1
3 S O.8 t' J
O."~ \ ~.~0.6
0.34 OBIl -0.62
ZUP
/~
--G, 0.07
1
0.46 0.73 /
"~O."'B 0.05 ~_."
JL
~ _0.4Y ""
~
O.~ RA3
2
O 28 O 47 ~-0.S6O.80 O., . '- / t...::"J,,-- '- ../"-0 66
-B -, ~:'~~O."O." O"
. ~-0.39
d lu - dívky
. .d' ramma e. enné)Obr. 3 Usek.ovy .1;:Stníi latentm prom. vane mam(standardlzo
~-0.6,
0_62~-0.S7 )
'0.66 0.14
~'81~-0'3
')O.S4~ r:-:-:I
~--O. 7
ve vetšine SEM v empirickém výzkumu a je nutné akceptovat skutecnost, že model,
jakkoli dobrý, muže empirická data pouze aproximovat. Dusledkem je pragmatický
prístup k hodnocení modelu, který spocívá v užití pomeru X2/df. Model bývá považován
za prijatelný, pokud se velikost pomeru pohybuje kolem arbitrárne (konsensuálne)
stanovené hodnoty, vetšinou 2, což model splnuje pro oba soubory.
I ostatní ukazatele naznacují prijatelnou shodu modelu a empirických dat. Krome
indexu AGFI (bere v úvahu stupne volnosti a pocet parametru), který naznacuje dobrou
shodu, i když se jedná pouze o tzv. absolutní index, tj. o srovnání hypotetického a
Výzkumné studie / 233
nulového modelu, je ve výzkumu pravdepodobne nejužívanejší komparativní index
CFI, který indikuje míru celkové kovariance dat srovnáním hypotetického a nezávislého
modelu; obe hodnoty jsou pro oba soubory akceptovatelné. K nim se, z hlediska
výpovední hodnoty, radí index RMSEA, který je odpovedí na otázku, jak by model
s neznámými, ale optimálne zvolenými parametry aproximoval populacní kovariancní
matici, kdyby byla k dispozici. Index bere v úvahu stupne volnosti, a je tedy citlivý
na pocet odhadovaných parametru, tj. na komplexnost modelu. Nález je v našem prípade
velmipríznivýi s ohledemna šírku90%CI,kde horní hranicenedosahujehodnoty
0,05. Ve prospech modelu svedcí i velký rozdíl mezi ECVI pro saturovaný a
nezávislýmodel. Rozsah standardizovanýchreziduíje - 2,59 -T 2,74 (dívky) a -2,93
-T2,39 (chlapci). Residua bez velkých odchylek aproximuji diagonálu Q-grafu a vzhledem
k neprítomnosti vychýlených hodnot lze predpokládat, že model pravdepodobne
neobsahuje chybnou specifikaci, prípadne není výrazne ovlivnen možnými odchylkami
promenných od normality, eventuálne nelineárními vztahy. Z hlediska indexu shody
lze uzavrít, že model na podklade dat z obou souboru je prijatelnou aproximací populacních
dat.
Tab. 8 Strukturální rovnice
chlapci
ZISP:= 0.39*OBT + 0.020* ADSK + 0.15*EMOP + O.lO*ROAK, ev :=0.22, R2:= 0.3 I
SE: (0.092) (0.076) (0.066) (0.063) (0.06 I)
t-test: 4.18 0.27 2.24 1.65 3.60
OBT:= 0.098* ADSK + O.077*EMOP, EV :=0.25, R2:= 0.036
SE: (0.083) (0.041) (0.057)
t-test: 1.18 1.85 4.49
ADSK:= 0.16*ROAK, EV:= 0.25, R2:= 0.090
SE: (0.043) (0.055)
t-test: 3.65 4.62
dívky
ZISP:= 0.41*OBT + 0.066*ADSK + 0.21*EMOP +0.046*ROAK, ev:= 0.25, R2:=0.35
SE: (0.080) (0.089 (0.054) (0.058) (0.04 I)
t-test: 5.08 0.7 3.92 0.79 6.08
OBT:= 0.23*ADSK + 0.11*EMOP, EV :=0.26, R2:=0.090
SE: (0.074) (0.036) (0.040)
t-test: 3.06 2.93 6.49
ADSK:= 0.13*ROAK, ev:= 0.20, R2:=0.077
SE: (0.034) (0,050)
t-test: 3.76 4.12
SE - standardní chyba
ev - chybová variance
t-test (kurziva - statisticky nevýznamná hodnota)
Model životní spokojenosti testovaný na datech souboru chlapcu "vysvetluje" celkem
31 % variability (tah. 8). Na tomto výsledku se podílejí míry psychických/somatických
obtíží a emocionální opory od významných ostatních. Podíl míry adaptace na
školní prostredí a rodinné koheze není statisticky významný, což ovšem nutne neznamená,
že neexistuje - pouze soubor nemusí být, zvlášte pro promennou ADSK, pro
statistickou prukaznost dostatecne velký. Statisticky významná je ale regrese ROAK
na ADSK, ackoli celková "vysvetlená" variance je pouze 9 %. Pouhá 4 % "vysvetluje"
regrese emocionální opory (s hranicní statistickou významností) a ADSK (nevýznamný
regresní koeficient) na psychické/somatické obtíže. Z úsekových diagramu
je zrejmá znacná míra chybové variance indikátoru u obou souboru, což naznacuje
urcitou míru nekonzistentnosti ve výpovedi respondentu.
234 / Výzkumnéstudie
Výsledky testu modelu na datech dívek jsou velmi podobné - "vysvetluje" 35 %
variability. Liší se predevším v rovnici OBT, kde ADSK a EMOP mají statisticky
významné regresní koeficienty a "vysvetlují" 9 % variability obtíží.
Tah. 9 Standardizované efekty
*statisticky významný efekt
Hodnoty standardizovaných efektu (tab. 9) se z hlediska pohlaví rovnež výrazne
neliší. U obou souboru jsou statisticky významné celkové efekty EMOP a ROAK na
ZISP a ROAK na ADSK. Zdá se však, že míra vnímané emocionální opory má výraznejší
vliv na pocit životní spokojenosti u dívek.
Test invariance modelu z hlediska pohlaví
Simultánním testováním dat získaných od dívek a od chlapcu bylo zjištováno, zda
pohlaví respondentu má vliv na model strukturálních rovnic. Shoda stability modelu
na datech dívek a chlapcu byla testována z hlediska invariance: (1) faktorové struktury,
faktorové korelace a chybové variance-Model A; (2) faktorové korelace a chybové
variance-Model B; (3) faktorové korelace-Model C; (4) chybové variance-Model
D. Hodnoty X2:Model A 1745,32, df =637; Model B 1693,31, df = 630; Model C
1422,81, df = 602; Model D 1497,02, df =600.
Diference mezi Modelem A a B 52,02 df=7, mezi modelem Ba C 270 df=28, mezi
Modelem CaD 74,21 df=2 jsou sice statisticky významné, ale hodnoty rozdílu X2
naznacují, že nejvetší roli v rozdílu mezi modelem chlapu a dívek má faktorová korelace
a chybová variance, což je v souladu s predchozími nálezy.
Globální indexy shody: Satorra-Bentleruv škálovaný X2 = 1540,14, df = 628 (p <
0,01); X2/df= 2,45, RMSEA =0,056; 90% CI (0,053-0,060), ECVI - saturovaný model
= 0,76; nezávislýmodel= 14,26,CFI= 0,93jsou v prijatelnýchmezích.
ZÁVER
Analýza dat metodou SEM prinesla podporu pro postulovaný model predpokládající
vliv emocionální opory/blízkosti a rodinné koheze na vztah mezi životní spokojeností,
somatickými/psychickými potížemi a adaptací na školní prostredí v míre, kterou
lze považovat za akceptovatelnou. Z hlediska pohlaví model není zcela invariantní,
liší se z hlediska korelace mezi faktory, a predevším chybové variance. Obecne, a
s urcitým zjednodušením, lze ríci, že jak emocionální opora, tak míra rodinné koheze
modifikuje vztah mezi subjektivním prožíváním existence, obtížemi a adaptací na škoVýzkumnéstudie
/ 235
CELKOVÝ EFEKT NEPRÍMÝ EFEKT
KSI NA ETA ETA NA ETA KSI NA ETA ETA NA ETA
CHLAPCI EMOP ROAK OBT ADSK EMOP ROAK ZlSP
ZlSP 0,31* 0,20* 0,35 0,07 0,05 0,02
OBT 0,]5 0,03 0,20 0,03
ADSK 0,30* 0.06
DÍVKY EMOP ROAK OBT ADSK EMOP ROAK ZlSP
ZISP 0,4]* 0,11* 0,35 0,12 0,07 0,03
OBT 0,20 0,05 0,20 0,05
ADSK 0,28* 0,04
lu. U dívek je však výraznejší propojení mezi emocionální oporou a rodinnou kohezí,
adaptací na školu a psychickými/somatickými obtížemi, i mezi životní spokojeností a
emocionální oporou. Prímý vliv adaptace na školní prostredí na životní spokojenost
nebyl zaznamenán ani u jedné skupiny. U skupiny dívek je ale naznacen její efekt
zprostredkovaný psychickými/somatickými obtížemi.
SEM modely mají korelacní povahu a i když mají adekvátní indexy shody a "vysvetlují"
velkou cást variance kriteria stále mohou existovat jiné, které jsou stejne
akceptovatelné. Studie je krome toho limitovaná neprítomností replikace na datech
od nezávislého souboru a rovnež závislostí na výpovedi respondentu bez možnosti je
korigovat údaji o chování z nezávislého zdroje.
LITERATURA
Alperstein, G., Raman, S.: PromotingmentaJ
health and emotional well-being among
children and youth: a role for community child
heaIth'? Child Care and Health Development,
2003,29,4,269-74.
Ar b uc k Ie, J. L.: Amos 6.0 Programming Reference
Guide, Amos Development Corporation,
August, 2005.
Bauer, 1. J., McAdams, D. P.: Growth
goals, maturity, and well-being. DevelopmentaJ
psychology, 2004,40, 1, 114-127.
B Ia tn ý, M.: Osobnostní detenllinanty sebehodnocení
a životní spokojenosti. Ceskoslovenská
psychologie, 2001,45,5,385-392.
Cantril, H.: The pattern of human concern.
Rutgers University Press, 1965.
Currie, C., Morgan, A., Rasmussen, V.
B., Roberts, C., Samdal O., Settertobulte,
W., Smith, R. (Eds.):Youngpeople's
health in context. Health Behaviour in
School-aged Children (HBSC) study: lnternational
report trom the 2001/2002 survey. WHO
Regional Office for Europe, Copenhagen,
2004..
Diener, E., Diener, M., Diener, C.: Factors
predicting the subjective well-being of
nations. Journal otPersonality and Social Psychology,
1995,69, 851-864.
Diener, E., Emmons, R. A., Larsen, R.
1. and Grittin, S. (1985): The Satisfaction
with Lite Scale. Journal ot Personality Asse-
ssment49,71-75.
Diener, E., Suh, E. M., Lucas, R. E.,
S m ith, H. L.: Subjective well-being: Three
decades of progress. Psychological Bulletin,
1999, 125,276-302.
Diener, E.: Subjective well-being. Psychological
Bulletin, 1984,95,542-575.
Hassmen, P., Koivula, N., Uutela, A.:
Physical exercise and psychological well-being:
a population study in Finland. Preventive
Medicine, 2000, 30,1,17-25.
Haugland, S.: Subjective health complaints in
adolescence - A cross-national comparison ot
236 / Výzkumnéstudie
prevalence and dimensionality. European Journal
of Public Health, 2001, 11, 1,4-[ O.
Hetland, 1., Torstein, T., Aaro, L. E.:
Subjective health complaints in adolescence:
dimensional structure and variation across gender
and age. Scandinavian Journal of Public
Health, 2002; 30, 3, 223-230.
Huebner, E. S. (1991): lnitial development
of the students life satistaction scale. School
Psychology lnternational, 12, 231-240.
lrwin, C. E. Jr., Burg, S. J., Uhler, Cart,
C.: America's adolescents: where have we
been, where are we going'? Journal ot Adolescent
Health, 2002 31(6 Suppl.), 91-121.
Joreskog, K., Sorbom, D.:Prelis2. User's
Reference Guide, Scientitic Software lnt., Inc.,
3rd ed., 1999.
Joreskog, K., Sorbom, D.: Lisrel8. User's
Reterence Guide, Scientific Software Int., Inc.,
2nd ed., 2005a.
Joreskog, K. et al.: Lisrel 8. New Statistical
Features, Scientitic Software Int., Inc., 2nd ed.,
2005b.
Kebza, V., ŠoIcová, 1.: WelI-being jako psychologický
a zároven mezioborove založený pojem.
Ceskoslovenská psychologie, 2003,47,
333-345.
Kennedy, B. P., Kawachi, 1., Glass, R.,
Prothrow, S.: lncome distribution, socioeconomic
status, and selt-rated health in the
United States: Multilevel analysis. British
Medical Journal, 1998, 317, 917 -921.
Kwan, W. S., Bond, M. H., Singelis, T.
M.: Panculural explanations for Iife satistaction:
Adding reletionship harmony to selt esteem.
Journal of Personality and Social Psychology,1997,
73,1038-1051.
Lašek, J.: Subjektivní životní spovkojenost u trí
vekových skupin respondentu. Ceskoslovenská
psychologie, 2004, 48, 3, 215-233.
McCubbin, M. A., McCubbin, H. 1.:
Resiliency in tamilies: A conceptual model of
tamily adjustment and adaptation in response
to stress and crises. In: McCubbin et al. (Eds.):
Family assessment: Resliency, cop ing and
adaptation - inventories for researchand prac-
tice. University of Wisconsin Publishers, Madison,
1996, 1-64.
S o bot k o v á, I.: Rodinná resilience. Ceskoslovensk<í
psychologie, 2004, 48, 3, 233-246.
SPSS 14, Briet Guide, SPSS Inc., 2005.
Torsheim, T., Viilimaa, R., Oanielson,
M.: Health and well-being. In: Currie, C.,
Morgan, A., Rasmussen, V. B., Roberts, c.,
Samdal O., Settertobulte, W., Smith, R. (Eds.):
Young people's health in context. Health Behaviour
in School-aged Children (HBSC) study:
lnternational report from the 2001/2002
survey. WHO Regional Office for Europe, Copenhagen,
2004.
SOUHRN
Zámer: Primárním cílem studie byl test hypotézy
predpokládající vliv emocionální opory/blízkosti
a rodinné koheze na vztah mezi životní spokojeností,
somatickými/psychickými potížemi a
adaptací na školní prostredí.
Soubor a procedura: Soubor tvorilo 921 15-ti
letých ceských detí (508 dívek a 413 chlapcu).
Zdrojem dat byly údaje z mezinárodní datové báze
Health Behaviour in School-aged Children shromáždené
na podklade strukturovaného dotazníku
administrovaného ve školním prostredí.
Statistická analýza: Vztahy mezi promennými,
založené na odhadu asymptotické kovariancní
matici polychorických korelací, byly analyzované
metodu strukturálních rovnic iterativní
procedurou "Generally Weighted Least Square".
Výsledky: Analýza dat metodou SEM prinesla
podporu pro postulovaný model predpokládající
vliv emocioná]ní opory/blízkosti a rodinné
koheze na vztah mezi životní spokojeností, somatickými/psychickými
potížemi a adaptací na
školní prostredí v míre, kterou lze považovat za
akceptovatelnou. Model "vysvetluje" celkem 31
% (chlapci) a 35 % (dívky) variability a liší se
z hlediska korelace mezi faktory, a predevším
chybové variance. Hodnoty standardizovaných
efektu byly z hlediska pohlaví velmi podobné.
U obou souboru jsou statisticky významné celkové
efekty emocionální opory a rodinné koheze
na životní spokojenost, a rodinné koheze na
adaptaci na školní prostredí. Zdá se však, že míra
vnímané emocionální opory má výraznejší vliv
na pocit životní spokojenosti u dívek a rovnež
adaptace ~školu by mohla být u nich výraznejším/iarojem
somatických/psychických problému
ve srovnání s chlapci.
Omezení studie: SEM modely mají korelacní
povahu, a i když mají adekvátní indexy shody a
"vysvetlují" velkou cást variance kriteria, stále
mohou existovat jiné, stejne akceptovatelné. Studie
je krome toho limitovaná neprítomností replikace
na datech od nezávislého souboru a rovnež
závislostí na výpovedi respondentel bez možnosti
je korigovat údaji o chování z nezávislého
zdroje.
Výzkumné stuclie / 237