# Psihološka obzorja Slovenska znanstveno-strokovna psihološka revija (uradna revija Društva psihologov Slovenije) Glavni in odgovorni urednik dr. Luka Komidar Horizons of Psychology Official Journal of the Slovenian Psychologists' Association Editor-in-Chief Luka Komidar, PhD M Izdaja / Published by Društvo psihologov Slovenije / Slovenian Psychologists' Association Ljubljana ISSN 1318-1874 Letnik (Volume) 21, Številka / Issue 1, 2012 # # Psihološka obzorja Horizons of Psychology Slovenska znanstveno-strokovna psihološka revija Official Journal of the Slovenian Psychological Association Letnik (Volume) 21, Številka (Issue) 1, 2012, ISSN 1318-1874 Izdaja / Published by Društvo psihologov Slovenije / Slovenian Psychological Association Ulica Stare pravde 2, 1000 Ljubljana, Slovenija Glavni in odgovorni urednik / Editor-in-Chief Luka Komidar Univerza v Ljubljani, Filzofska fakulteta Oddelek za psihologijo Aškerčeva 2, 1000 Ljubljana, Slovenija Tel. +386 (0)1 241 1184, Fax: +386 (0)1 425 9301 e-pošta: luka.komidar@ff.uni-lj. si Uredniški odbor / Editorial Board Tina Kavčič Katja Košir Anja Podlesek Vlasta Zabukovec Urška Žugelj Tiziano Agostini Karin Bakračevič Vukman Valentin Bucik Gašper Cankar Zlatka Cugmas Petra Dolenc Mojca Juriševič Uredniški svet / Scientific Board Darja Kobal Gram Lidija Magajna Vlado Miheljak Aljoscha Neubauer Sonja Pečjak Vesna Radonjic Miholič Argio Sabadin Meta Shawe-Taylor Gregor Sočan Lea Šugman Bohinc Vladimir Takšic Predrag Zarevski Maja Zupančič Lektoriranje povzetkov in ključnih besed, vsebinska obdelava in razvrstitev besedila: Urška Žugelj Oblikovanje ovitka: Luka Komidar Tehnično urejanje in prelom: Luka Komidar Tisk: Tiskarna Vovk d.o.o., Domžale Pogostost izhajanja: Na leto izidejo štiri številke Ustanovitelj, izdajatelj in založnik: Društvo psihologov Slovenije Naročniški naslov: Psihološka obzorja, Društvo psihologov Slovenije, Ulica Stare pravde 2, 1000 Ljubljana, Slovenija, telefon/fax: +386 (0)1 282 1086 Davčna številka: SI 51264218 Poslovni račun: 02010-0091342732 © 2012 Društvo psihologov Slovenije. Revija je zaščitena z zakonom o avtorskih pravicah. Revija v celoti ali katerikoli njen del ne smeta biti razmnoževana ali posredovana na noben način (fotokopije, mikrofilmi, elektronsko posredovanje, snemanje, prevajanje) brez predhodnega pisnega privoljenja izdajatelja. Bibliografski zapisi o prispevkih, objavljenih v reviji Psihološka obzorja, so ustrezno kategorizirani in vključeni v slovensko podatkovno zbirko COBIB. Revija je opredeljena kot pomembna in odmevna znanstvena in strokovna periodična publikacija v psihološki znanosti, torej so objave v njej visoko referenčne za napredovanje v znanstvenih in strokovnih nazivih. Psihološka obzorja so indeksirana v PsycINFO, svetovni bibliografski bazi psihološke literature. Revija izhaja s finančno podporo Javne agencije za knjigo Republike Slovenije ter Znanstvenoraziskovalnega inštituta Filozofske fakultete Univerze v Ljubljani. # Vsebina Beseda urednika Znanstveni raziskovalnoempirični in teoretsko-pregledni prispevki Andreja Avsec in Tina Kavčič Merske značilnosti slovenske oblike vprašalnika usmerjenosti k sreči OTH Ana Kozina Starostne razlike in razlike med spoloma v agresivnosti slovenskih učencev in dijakov Sanja Tatalovic Vorkapic, Ivana Lučev in Meri Tadinac Konstruktna veljavnost hrvaške priredbe Vprašalnika temperamenta po Pavlovu Ana Arzenšek Raziskovanje kognitivnih shem kot individualnih ali skupinskih struktur Nuša Skubic Povezanost teorije uma s socialnimi odnosi in otrokovo socialno kompetentnostjo 19 29 39 51 Predstavitve, poročila, mnenja Mojca Juriševič Vloga psihologa v vzgoji in izobraževanju nadarjenih 67 Ocene knjig Andrej Kohont Ocena knjige "Merjenje kompetenc: metoda ocenjevalnega centra v teoriji in praksi" Navodilo avtorjem prispevkov 71 75 5 7 # # Contents Editorial Scientific papers (empirical research and theoretical papers/reviews) Andreja Avsec and Tina Kavčič Psychometric properties of the Slovene version of the Orientations to Happiness Questionnaire Ana Kozina Age and gender differences in aggression of Slovene elementary and secondary school students Sanja Tatalovic Vorkapic, Ivana Lučev, and Meri Tadinac Construct validity of Croatian version of the Pavlovian Temperament Survey (PTS) Ana Arzenšek Exploring the cognitive schemas as individual or group structures Nuša Skubic Association of theory of mind with social relations and child's social competence Presentations, reports, opinions Mojca Juriševič The role of a psychologist in education of gifted children Book reviews 19 29 39 51 67 Andrej Kohont Review of the book "Measurement of competences: The assesment centre method in theory and practice" Instructions for authors 71 77 5 7 # Beseda urednika Beseda urednika Spoštovane bralke, spoštovani bralci, kot ste izvedeli v uvodniku zadnje številke prejšnjega letnika, sem od dr. Cvete Razdevšek Pučko prevzel uredniško mesto Psiholoških obzorij. Naj se najprej predstavim vsem tistim, ki me v kontekstu Obzorij še ne poznate. Revija je pomemben del mojega profesionalnega življenja že vse od leta 2000, ko mi je takratni urednik dr. Valentin Bucik ponudil opravljanje preloma revije. Nekoliko pozneje sem postal tudi član uredniškega odbora, prav tako sem bil večkrat postavljen v vlogo recenzenta. Izkušenj z delom pri znanstveno-strokovni reviji mi torej ne manjka, sem pa po drugi strani še vedno pripadnik nekoliko mlajše generacije raziskovalcev, zato upam, da boste bralci in avtorji zadovoljni z mojim opravljanjem zahtevne funkcije urednika Obzorij. V lanskem letu so Psihološka obzorja praznovala 20 let obstoja. V vsem tem času je vizija revije ostala enaka in je skušala spodbujati objavo (i) izvirnih znanstvenoraziskovalnih prispevkov, (ii) strokovnih prispevkov, ki obravnavajo strokovno delo in raziskovanje v praksi, in (iii) mnenj, dilem, razprav, ocen knjig, magisterijev in doktoratov ter poročil s konferenc. Ta »celostni model« se je izkazal za razmeroma uspešnega, saj je bila revija potencialno zanimiva velikemu krogu bralcev. V zadnjem času si prizadevamo, da bi revija vstopila v Thomson Reutersovo bazo Web of Science (s tem bi se reviji začel meriti faktor vpliva), vendar neuspešno, med drugim tudi zato, ker revija ne dosega zadostne citiranosti v mednarodnem prostoru. Zaradi nekonkurenčnosti revije se število prispelih prispevkov vseskozi polagoma manjša. Strokovnih prispevkov je bilo od nekdaj malo, kar je morda tudi posledica tega, da strokovne objave niso upoštevane s strani različnih sistemov za napredovanje na delovnem mestu. Da bi revija lahko obstala, smo v uredniškem odboru začeli razmišljati o korenitih spremembah. Pred sprejetjem dokončnih odločitev smo med avtorji in bralci revije izvedli kratko evalvacijsko anketo o različnih vidikih delovanja Psiholoških obzorij in o načrtovanih ukrepih. Na žalost je bil odziv precej slab, saj je anketo izpolnilo le 56 oseb. Čeprav to pomeni, da rezultati ankete niso reprezentativni za populacijo slovenskih psihologinj in psihologov, vam v spodnji tabeli na kratko predstavljam najpomembnejše ugotovitve ankete. Iz tabele lahko razberemo, da sta bila dva poglavitna načrtovana ukrepa (prehod na spletno revijo in ločitev znanstvenega od strokovnega dela) pozitivno sprejeta, prav tako so udeleženci izrazili naklonjenost branju in objavljanju v reviji. Zaskrbljujoči so bili rezultati glede načrtovanih objav strokovnih in znanstvenih prispevkov, saj je v obeh primerih več kot tri četrtine udeležencev Tabela 1. Izbrani rezultati ankete za evalvacijo Psiholoških obzorij Vprašanje f % Ali se strinjate z idejo o Psiholoških obzorjih kot elektronski (spletni) reviji? Da Ne Ali se strinjate z idejo o ločitvi strokovnega in znanstveno-raziskovalnega dela Psiholoških obzorij? Da Ne Ali čutite potrebo po branju/objavljanju v PO? Da Ne Približno koliko strokovnih prispevkov nameravate objaviti v Psiholoških obzorjih v naslednjem letu? 0 1 2 3 Približno koliko znanstveno -raziskovalnih prispevkov nameravate objaviti v Psiholoških obzorjih v naslednjem letu? 0 1 2 3 44 12 48 8 48 8 44 8 3 1 43 11 1 1 79 21 86 14 86 14 79 14 5 2 77 19 2 2 5 # Beseda urednika 6 poročalo, da v naslednjem letu ne nameravajo objaviti nobenega prispevka. Verjetno se vsi strinjamo, da so Psihološka obzorja kot edina slovenska znanstveno-strokovna psihološka revija zelo pomembna za slovenski prostor in psihološko skupnost, zato smo se navkljub ne preveč spodbudnim rezultatom evalvacijske ankete v uredniškem odboru odločili, da bomo revijo ne samo obdržali pri življenju, temveč jo bomo z ustreznimi ukrepi, trdim delom in optimistično držo skušali preleviti v revijo, ki bo uspešno prestala naslednji poskus vključitve v bazo Web of Science. Za dosego tega cilja bomo seveda morali ustrezati več kriterijem, kot so npr. visoka branost (in posledično citiranost), dovolj veliko število prispevkov, zadovoljiva kvaliteta prispevkov, redno izhajanje itn. Načrtovani ukrepi, s katerimi si želimo uresničiti zastavljene cilje, so sledeči: 2012 sta bili spletna stran in celostna podoba Društva psihologov Slovenije deležni temeljite prenove. Kot uradna publikacija DPS smo se zato tudi pri Obzorjih odločili za spremembo videza revije. Pred vami je torej prva številka letošnjega letnika v prenovljeni podobi. V uredništvu upamo, da vam je všeč. Prijetno branje! Luka Komidar Zaenkrat smo opustili idejo o ločitvi znanstvenega in strokovnega dela, saj želimo revijo ohraniti zanimivo čim bolj širokemu krogu avtorjev in bralcev. Trenutno že pripravljamo nov spletni portal revije, ki bo vključeval aplikacijo za celotni proces obdelave prispevkov. V pripravi so tudi prenovljena navodila za avtorje prispevkov, ki bodo zmanjšala razlike v tehnični kvaliteti prispevkov in s tem tudi čas njihove obdelave. Z naslednjim letnikom (v letu 2013) bomo prešli na samo elektronsko (spletno) izdajanje revije. To odločitev smo sprejeli predvsem zaradi finančnih omejitev, ki so v veliki meri posledica nedavno sprejetih varčevalnih ukrepov. Zaradi teh ukrepov so npr. letos pri Javni agenciji za knjigo (naš glavni vir finančnih sredstev) že zmanjšali sredstva za tisk slovenskih znanstvenih, strokovnih in poljudnoznanstvenih revij, prihodnost financiranja pa je negotova. Poleg tega pa je tej odločitvi botrovalo tudi to, da bomo na ta način lahko hitreje objavljali članke in s tem pospešili izmenjavo spoznanj v slovenskem psihološkem prostoru. Vsi našteti ukrepi in odločitve lahko zelo hitro povsem izzvenijo, če za njimi ne stoji znanstveno in strokovno močna baza zvestih bralcev in avtorjev prispevkov. Zato vas na tem mestu prosim za pomoč pri uresničevanju zastavljenih ciljev, ki naj se predvsem nanaša na vaš trud pri ohranjanju interesa za branje in objavljanje v Psiholoških obzorjih. Vnaprej se vam iskreno zahvaljujem! Za konec pa se bom dotaknil že izvedene spremembe, ki ste jo verjetno opazili tudi tisti, ki ne posegate pogosto po Psiholoških obzorjih. V letu 6 # # CC = 2223 UDK = 159.923:159.9.072 Psihološka obzorja / Horizons of Psychology, 21, 1, 7-18 (2012) © Društvo psihologov Slovenije, ISSN 1318-187 Znanstveni raziskovalnoempirični prispevek Merske značilnosti slovenske oblike Vprašalnika usmerjenosti k sreči (OTH) Andreja Avsec*1 in Tina Kavčič2 'Oddelek za psihologijo, Filozofska fakulteta, Univerza v Ljubljani 2Pedagoška fakulteta, Univerza na Primorskem Povzetek: V članku sva preverjali merske značilnosti Vprašalnika usmerjenosti k sreči OTH (Peterson, Park in Seligman, 2005), ki meri tri različne načine doseganja sreče, to je preko užitka (hedonizem), smisla (eudaimonia) in vpletenosti (zanos). Vprašalnik je bil v več korakih preveden v slovenščino (dva neodvisna strokovna prevoda, usklajevanje, prevod nazaj v angleščino, usklajevanje). 1064 udeležencev, starih od 18 do 91 let, je poleg usmerjenosti k sreči poročalo še o zadovoljstvu s svojim življenjem. Konfirmatorna faktorska analiza je pokazala mejno sprejemljivo prileganje naših podatkov predpostavljenemu trifaktorskemu modelu. Rezultati so pokazali tudi zadovoljivo notranjo skladnost vseh treh lestvic (alfa koeficienti od 0,70 do 0,83) ter ustrezno visoko povezanost med posameznimi postavkami in skupnimi rezutlati na pripadajočih lestvicah. Dobljeni koeficienti interkorelacije so pokazali nizko povezanost med usmerjenostjo k užitku in usmerjenostjo k smislu ter zmerno povezanost usmerjenosti k vpletenosti z obema ostalima usmerjenostima. Moški in ženske se med seboj niso statistično pomembno razlikovali v samoocenah usmerjenosti k sreči, starost udeležencev pa je bila statistično pomembno, vendar nizko povezana z nižjo usmerjenostjo k užitku. Ob upoštevanju demografskih značilnostih udeležencev sta usmerjenosti k užitku in k vpletenosti pomembno izboljšali napoved zadovoljstva z življenjem. Rezultati tudi kažejo, da so s svojim življenjem najbolj zadovoljni tisti posamezniki, ki so se razmeroma visoko ocenili na vseh treh lestvicah usmerjenosti k sreči. Ključne besede: Vprašalnik usmerjenosti k sreči, zadovoljstvo z življenjem, užitek, vpletenost, smisel Psychometric properties of the Slovene version of the # Orientations to Happiness Questionnaire # Andreja Avsec1 in Tina Kavčič2 ■Department of Psychology, Faculty of Arts, University of Ljubljana, Slovenia 2Faculty of Education, University of Primorska, Slovenia Abstract: The Orientations to Happiness Questionnaire (OTH; Peterson, Park in Seligman, 2005) measures three routes to happiness: life of pleasure (hedonism), life of meaning (eudemonia) and life of engagement (flow). The questionnaire was adapted to Slovene in several steps (two independent translations by experts, reaching agreement, retranslation; modification) and its psychometric properties were examined with 1064 participants, aged 18 to 91 years. The participants also rated their satisfaction with life. Confirmatory factor analysis indicated adequate fit of the expected three-factor model. Results showed satisfactory internal consistency of the three scales (alpha coefficients ranged from 0.70 to 0.83) and satisfactory itemtotal correlations. Inter-correlation coefficients suggested low associations between orientation to pleasure and orientation to meaning, while orientation to engagement was moderately related to the other two orientations to happiness. Men and women did not differ statistically significantly in their self-reported orientations to happiness, while age of the participants had a significant, though small negative effect on orientation to pleasure. After accounting for demographic characteristics orientations to pleasure and engagement significantly improved the prediction of subjective life satisfaction. Results also indicate that satisfaction with life was highest in participants relatively high on all three orientations to happiness. Key words: Orientations to Happiness Questionnaire, life satisfaction, pleasure, engagement, meaning *Naslov/Address: dr. Andreja Avsec, Oddelek za psihologijo, Filozofska fakulteta, Univerza v Ljubljani, Aškerčeva 2, 1000 Ljubljana; e-pošta: andreja.avsec@psiha.net # A. Avsec in T. Kavčič V zadnjih desetih letih je problematika psihičnega blagostanja in sreče pogosto osrednja tema psiholoških raziskav tako na aplikativnih kot na bazičnih področjih psihologije. K dvema temeljnima pristopoma oz. vidikoma raziskovanja psihičnega blagostanja - eudaimonskemu in hedonskemu - Vprašalnik usmerjenosti k sreči OTH (Peterson, Park in Seligman, 2005) dodaja še tretjega, in sicer posameznikovo aktivno vpletenost v dejavnost. Vprašalnik usmerjenosti k sreči OTH torej meri različne načine oz. poti doseganja sreče, to je preko smisla, užitka ali vpletenosti. Vprašalnik so raziskovalci že večkrat uporabili v raziskavah kot mero ali pa kot napovednik psihičnega blagostanja, vendar je šlo večinoma za raziskave na angleško govorečih področjih, precej manj pa je podatkov o veljavnosti te mere v drugih jezikovnih oz. kulturnih področjih. V tem prispevku želiva preveriti merske značilnosti slovenske različice vprašalnika in s tem prispevati k razumevanju medkulturnih razlik v pomenu posameznih načinov oz. poti do sreče. Tri poti do sreče Posamezniki težijo k povečanju svojega psihičnega blagostanja na različne načine. Nekateri iščejo izzive v različnih dejavnostih, drugi se trudijo, da bi naredili svet lepši, boljši in v njem poiskali smisel, mnogi pa iščejo srečo skozi različne senzorne izkušnje in druge užitke. Avtorji vprašalnika OTH (Peterson idr., 2005) so želeli natančneje opredeliti in operacionalizirati te težnje, pri čemer izhajajo iz dveh tradicionalnih pristopov k proučevanju sreče (Ryan in Deci, 2001) in jima dodajajo še tretjo možno pot k sreči. Prvi raziskovalni pristop je hedonizem, stara filozofska tradicija, izhajajoča iz osnovne težnje posameznika, da maksimizira užitek in minimiza bolečino (Waterman, 1993). Kahneman (1999) opredeljuje hedonsko psihologijo kot novo področje psihologije, katere predmet proučevanja so stvari, ki naredijo izkušnje in življenje prijetno in neprijetno, ter enači konstrukta hedonizem in psihično blagostanje. Hedonski pristop k raziskovanju psihičnega blagostanja je prisoten tako v relativno ozki usmeritvi proučevanja čutnih zadovoljitev kot tudi v širši usmeritvi proučevanj a posameznikovih želj a in njegovih interesov, ki privedejo do sreče in pozitivnih čustev. Več raziskav (pregled v Seligman, Parks in Steen, 2005) je ugotovilo pozitivne posledice doživljanja pozitivnih čustev na zdravje, na ustvarjalno in učinkovito mišljenje in na višjo odpornost proti stresu. Drugo vejo tradicije, eudaimonizem, podobno kot hedonizem lahko najdemo v antični filozofiji (Waterman, 1993). Eudaimonska tradicija poudarja, da je za posameznikovo psihično blagostanje potrebno več kot samo dobro počutje. Predvideva, da ni nujno, da izpolnitev želja in teženj vodi k višjemu psihičnemu blagostanju, tudi če pri njihovi izpolnitvi posameznik uživa. Zato s tega vidika subjektivne sreče ne bi smeli enačiti s psihičnim blagostanjem. Psihično blagostanje naj bi temeljilo na aktualizaciji človekovih potencialov, torej na uresničevanju posameznikove prave narave. Waterman (1993) meni, da se eudaimonija pojavi, ko so posameznikove dejavnosti skladne z njegovimi najbolj temeljnimi vrednotami in so v celoti vključene v njegovo delovanje. Medtem ko naj bi bila hedonija povezana s sproščenostjo, pa je eudaimonija bolj povezana z izzivi in posameznikovim trudom. Podobno C. D. Ryff in Singer (2008) menita, da psihično blagostanje ne more vključevati zgolj uživanja, pač pa gre za težnjo k popolnosti, ki predstavlja uresničevanje posameznikovih pravih potencialov. Vpletenost v dejavnost ali predanost dejavnosti sta avtorja vprašalnika izbrala kot tretjo možno usmeritev k sreči, ki izhaja iz teorije zanosa (Csikszentmihalyi, 1990). Zanos se nanaša na stanje, ki se pojavi ob optimalnem ravnovesju med sposobnostmi in izzivom. V stanju zanosa je posameznik popolnoma osredotočen na dejavnost, drugače zaznava čas (ponavadi mu mine zelo hitro), samozavedanje v smislu samokritike je zmanjšano. Posamezniku je stanje zanosa tako izpolnjujoče in prijetno, da je notranje motiviran za to dejavnost. Zanos tako lahko dolgoročno vodi k višjemu psihičnemu blagostanju, saj posameznik preko njega lahko razvija svoje interese in sposobnosti. Tako ni presenetljivo, da je Waterman (1993) enačil stanje zanosa z eudaimonijo (poimenoval jo je osebna ekspresivnost). Kasneje paje na podlagi svojih podatkov zaključil, da zanos ne vključuje le eudaimonskih, ampak tudi hedonske značilnosti, saj dejavnosti, v katerih doživlja zanos, posameznik naknadno dojema kot samonagrajujoče oziroma skrajno prijetne. Kljub temu pa zanosa ne moremo enačiti z užitkom, saj v samem stanju zanosa ni prisotno doživljanje ugodja. Posameznik sicer ponavadi opisuje, da je stanje zanosa zanj izredno prijetno, vendar gre za naknadno oceno po stanju zanosa (Peterson, Ruch, Beermann, Park in Seligman, 2007). Podobno tudi avtorji vprašalnika OTH (Peterson idr., 2005) predvidevajo, da je zanos poseben konstrukt, zato so ga v svojem vprašalniku OTH opredelili kot posebno usmerjenost. Oblikovanje in struktura vprašalnika OTH Avtorji (Peterson idr., 2005) so se lotili oblikovanja vprašalnika tako, da so za vsako od treh usmerjenosti predlagali po 12 postavk. Na podlagi odgovorov 180 udeležencev so s pomočjo komponentne analize, ki je potrdila smiselnost treh faktorjev, izbrali po šest postavk na lestvico in oblikovali končno obliko vprašalnika OTH. V nadaljnji raziskavi, v kateri so preverjali merske značilnosti vprašalnika, je sodelovalo 845 oseb. Eksploratorna komponentna analiza je pokazala tri 8 # Vprašalnik usmerjenosti k sreči faktorje z lastnimi vrednostmi nad 1, pri čemer so bile vse postavke najbolj nasičene z ustreznim faktorjem. Najvišjo povezanost so ugotovili med lestvicama vpletenost in smisel (r = 0,46), najnižjo pa med užitkom in smislom (r = 0,18). Schueller in Seligman (2010) sta nadalje preverila merske značilnosti vprašalnika pri vzorcu 13.565 oseb iz 112 držav, čeprav je treba poudariti, da so vsi udeleženci izpolnjevali angleško različica vprašalnika. Konfirmatora faktorska analizaje pokazala zadovoljivo, a ne idealno prileganje podatkov predpostavljenemu trifatorskemu modelu, zato sta avtorja zaključila, da bi bila morda primernejša drugačna faktorska struktura, vendar nista predlagala možnih alternativ. P. Anic (2012) meni, da bi bil za vprašalnik OTH morda primeren hierarhični model z dvema ravnema. V tem modelu avtorica na prvi ravni predvideva tri usmerjenosti k sreči, na višjem pa hedonsko in eudaimonsko usmerjenost, pri čemer slednja vključuje usmerjenosti k smislu in k vpletenosti, vendar tega modela avtorica ni preverjala. Pri vzorcu 769 študentov iz Reke je z eksploratorno komponento analizo odkrila dve komponenti. Prva komponenta je vključevala postavke iz lestvic usmerjenosti k smiselnosti in usmerjenosti k vpletenosti, druga komponenta pa postavke iz lestvice užitek. Dve postavki je zaradi majhne nasičenosti na teh dveh komponentah izločila iz nadaljnje analize. Za izločitev ene postavke so se odločili tudi raziskovalci, ki so preverjali merske značilnosti vprašalnika pri 578 tajvanskih študentih (Chen, Tsai in Chen, 2010). Konfirmatorna faktorska analizaje namreč pokazala ustrezno prileganje podatkov trifaktorskemu modelu samo v primeru, da so izločili to postavko. Pri kitajskem vzorcu 671 študentov (Chen, 2010) so z eksploratorno komponentno analizo prav tako dobili tri komponente, pri čemer se niso vse postavke uvrščale na predpostavljene komponente, nekaj postavk pa je imelo tudi visoka sekundarna nasičenja. S konfirmatorno faktorsko analizo je avtor z izločitvijo ene postavke in manjšimi prilagoditvami uspel podpreti trifaktorski model. Predpostavljeno trifaktorsko strukturo so podprli tudi pri španskih (San Martín, Perles in Canto, 2010) in japonskih študentih (Kumano, 2011). Merske značilnosti vprašalnika OTH so bile poleg za izvirno angleško različico ter hrvaško, kitajsko, japonsko in špansko, ki smo jih že omenili, objavljene še za nemški prevod. Avtorji (Ruch, Harzer, Proyer, Park in Peterson, 2010) so preverjali merske značilnosti vprašalnika pri dveh vzorcih udeležencev. Prvi vzorec je sestavljalo 4.174 udeležencev, ki so vprašalnik izpolnili preko spleta, drugi vzorec pa 1.152 udeležencev, ki so vprašalnik izpolnili v papir-svinčnik obliki. Klasična konfirmatorna faktorska analiza ni podprla ustreznosti trifaktorskega modela za nobenega od vzorcev, zato so uporabili postopek eksploratorne komponentne analize, ki omogoča tudi preverjanje prileganja podatkov modelu. Preverjali so ustreznost eno-, dvo-, tri- in štirifaktorskega modela na obeh vzorcih. Najbolj ustrezen se je izkazal štirifaktorski model za oba vzorca, zaradi primerljivosti rezultatov analiz s predhodnimi pa so se odločili za izviren, trifaktorski model, ki se je prav tako izkazal za ustreznega. Avtorji poročajo tudi o zelo visoki skladnosti faktorskih nasičenj za obe različici vprašalnika (spletne in papir-svinčnik). Iz dosedanjih raziskav lahko povzamemo, da se je vprašalnik izkazal za dokaj zanesljivo in veljavno mero treh usmerjenosti k sreči, pri čemer so rezultati analiz pri nekaterih vzorcih udeležencev pokazali sekundarne nasičenosti manjšega števila postavk ali celo uvrščanje posameznih postavk na neustrezno komponento. Drug problem je, da se predvsem lestvica vpletenosti precej prekriva z lestvico smisla. Ali je vpletenost ločena pot do sreče in je ne moremo enačiti niti z usmerjenostjo k smislu niti z usmerjenostjo k užitku, je vprašanje teoretične narave, pri čemer različni avtorji ponujajo različne razlage (npr. Seligman, 2002; Vitters0, 2003; Vitters0 in S0holt, 2011). Napovedna veljavnost usmerjenosti k sreči Za preverjanje napovedne veljavnosti vprašalnika OTH so raziskovalci večinoma izbrali konstrukt zadovoljstva z življenjem. Zadovoljstvo z življenjem predstavlja kognitivno komponento subjektivnega blagostanja in se nanaša na posameznikovo oceno njegovega življenja na podlagi subjektivnih, posamezniku lastnih kriterijev (Pavot in Diener, 1993). Zadovoljstvo z življenjem bi torej moralo biti pozitivno povezano z vsemi tremi usmerjenostmi k sreči, saj avtorji vprašalnika OTH predvidevajo, da je vsaka od treh usmerjenosti možna in ustrezna pot do sreče (Peterson idr., 2005). Avtorji so v svoji raziskavi podprli to pričakovanje, saj so bile vse tri usmerjenosti pomembno povezane z zadovoljstvom z življenjem, pri čemer sta bili usmerjenost k smislu in usmerjenost k vpletenosti močnejša napovednika kot usmerjenost k užitku (Peterson idr., 2005). Skupaj so vse tri usmerjenosti pojasnile dodatnih 12 % variabilnosti v zadovoljstvu z življenjem ob upoštevanju demografskih značilnosti. Avtorji so predvidevali, da za doseganje zadovoljstva z življenjem niso pomembne samo posamezne usmerjenosti k sreči ampak tudi, ali posameznik uporablja več kot eno pot doseganja sreče. Rezultati so pokazali, da so se kot razmeroma najbolj zadovoljne ocenili posamezniki, ki so poročali o visoki izraženosti vseh treh usmerjenosti k sreči. Kasnej ej e več raziskav podprlo napovedno velj avnost vprašalnika OTH za zadovoljstvo z življenjem, ocenjenim z vprašalnikom SWLS (Diener, Emmons, Larsen in Griffin, 1985). Pri severnoameriškem spletnem vzorcu 18.326 oseb (Vella-Brodrick, Park 9 # 10 A. Avsec in T. Kavčič in Peterson, 2008) so avtorji ugotovili pomembno napovedno veljavnost vseh treh usmerjenosti k sreči, tudi ob upoštevanju spola in starosti, pri čemer so vse tri usmerjenosti skupaj pojasnile dodatnih 20 % variance zadovoljstva z življenjem. V medkulturni raziskavi z udeleženci iz 27 držav (Park, Peterson in Ruch, 2009) so ugotovili statistično pomembno povezanost vseh treh usmerjenosti k sreči z zadovoljstvom z življenjem, najnižja je bila povezanost zadovoljstva z življenjem z usmerjenostjo k užitku (r=0,20), višja pa z usmerjenostjo k vpletenosti (r = 0,36) in usmerjenosti k smislu (r = 0,38). Ruch in sodelavci (2010) prav tako poročajo, da je bilo zadovoljstvo z življenjem pomembno povezano z vsemi tremi usmerjenostmi (r = 0,26 z užitkom; r = 0,29 z vpletenostjo; r = 0,24 s smislom) tudi pri dveh nemško govorečih vzorcih. Vse tri usmerjenosti so bile tudi pomemben napovednik zadovoljstva z življenjem, skupaj so pojasnile 13 % variabilnosti v zadovoljstvu z življenjem. V španski študiji (San Martín idr., 2010) so ugotovili precej nižjo povezanost med usmerjenostmi k sreči in zadovoljstvom z življenjem (najvišji r = 0,19 za vpletenost). Vse tri usmerjenosti so skupaj z izobrazbo in spolom pojasnile zgolj 6 % variance zadovoljstva z življenjem in 5 % variance srečnosti, merjene z Lestvico srečnosti SHS (Lyubomirsky in Lepper, 1999). Kot pomemben napovednik zadovoljstva z življenjem se je izkazala samo lestvica vpletenosti, kot pomemben napovednik srečnosti pa lestvica užitka. V japonski raziskavi (Kumano, 2011) sta bili z zadovoljstvom z življenjem povezani le lestvici usmerjenost k smislu in usmerjenost k vpletenosti, kar avtorji razlagajo z medkulturnimi razlikami in različnim pojmovanjem koncepta sreče in zadovoljstva v zahodnih kulturah in na Japonskem. Po drugi strani raziskava s kitajskimi študenti ugotavlja pomembnost vseh treh usmerjenosti za zadovoljstvo z življenjem, pri čemer tudi to kulturo, tako kot japonsko, lahko uvrstimo med kolektivistične (Mayer, 2007). Demografske značilnosti in poti do sreče V nekaterih raziskavah omenjajo tudi povezave demografskih značilnostih s tremi usmerjenostmi. Peterson in sodelavci (2005) npr. ugotavljajo statistično pomembno, a nizko negativno povezanost usmerjenosti k užitku s starostjo in izobrazbo ter višjo izraženost usmerjenosti k užitku pri samskih kot pri poročenih, medtem ko se ostali dve usmerjenosti z demografski značilnostmi nista statistično pomembno povezovali. Podobno so tudi nemški raziskovalci (Ruch idr., 2010) ugotovili pomembno negativno povezanost usmerjenosti k užitku s starostjo in zakonskim stanom, poleg tega pa je v nemški študiji nekoliko naraščala usmerjenost k vpletenosti z doseženo izobrazbo udeležencev. Druge statistično pomembne (a zelo nizke) povezave med posameznimi usmerjenostmi k sreči in demografskimi značilnostmi so se pokazale le pri enem od dveh vzorcev udeležencev v tej študiji. Namen raziskave Namen študije je bil preveriti psihometrične značilnosti slovenske priredbe vprašalnika OTH. Glede na rezultate analiz vprašalnika v izvirni angleški obliki in več prevodih sva pričakovali, da bo hipotetična trifaktorska struktura podprta tudi s slovenskimi udeleženci. Napovedno veljavnost sva preverjali s konstruktom zadovoljstva z življenjem, pri čemer sva ga za razliko od dosedanjih raziskav merili z eno postavko in ne z Lestvico zadovoljstva z življenjem SWLS (Diener idr., 1985). Ena postavka kot mera zadovoljstva z življenjem se v raziskavah uporablja že več kot 30 let (npr. Andrews in Withey, 1976), pogosto tudi v medkulturnih raziskavah (Veenhoven, 2012). Ta postavka je vsebinsko ustrezna mera zadovoljstva z življenjem (Mellor, Stokes, Firth, Hayashi in Cummins, 2008), saj je po eni strani povsem osebna oz. subjektivna ter abstraktna (Cummins, Eckersley, Pallant, Van Vugt in Misajon, 2003), kar je bistvena značilnost konstrukta subjektivnega blagostanja, po drugi strani pa je tesno povezana tudi z emocionalno komponento subjektivnega blagostanja (Davern, Cummins in Stokes, 2007), podobno kot Lestvica zadovoljstva z življenjem SWLS. Pričakovali sva tudi, da bodo vse tri usmerjenosti k sreči pomembni napovedniki zadovoljstva z življenjem. Poleg tega sva predvidevali, da se bo izraženost posameznih načinov doseganja sreče povezovala z nekaterimi demografskimi značilnostmi udeležencev. Natančneje, pričakovali sva predvsem negativno povezanost usmerjenosti k užitku s starostjo, kar so že pokazale opisane predhodne raziskave in je tudi skladno s starostnimi spremembami v prioritetah vrednot (Musek, 2000). Metoda Udeleženci V študiji je sodelovalo 1064 oseb (27,5 % moških in 72,5 % žensk), starih od 18 do 91 let (M = 38,9; SD = 16,1 leta). 5 % udeležencev je uspešno zaključilo osnovnošolsko izobraževanje, 50 % udeležencev je uspešno zaključilo srednješolsko izobraževanje in 45 % udeležencev je uspešno zaključilo vsaj višješolsko izobrazbraževanje. Približno 1 % sodelujočih je bilo dijakov, 25 % študentov, 53 % zaposlenih, 5 % brezposelnih in 13 % upokojenih (2 % udeležencev je izbralo možnost drugo). Glede na stan, je bilo 25 % sodelujočih samskih, 34 % poročenih, 13 % jih je živelo v izvenzakonski skupnosti, 23 % pa jih je bilo v resni zvezi (6 % udeležencev je izbralo možnost drugo). # Vprašalnik usmerjenosti k sreči 11 Pripomočki Rezultati Vprašalnik usmerjenosti k sreči OTH (Orientations to Happiness; Peterson idr., 2005) meri tri možne načine oz. poti k sreči, in sicer usmerjenost k užitku, usmerjenost k smislu in usmerjenost k vpletenosti. Vsaka od treh lestvic vsebuje po šest postavk. Primeri postavk vključujejo »Ko se odločam, kaj bom počel, vedno pomislim, ali bo to koristilo drugim ljudem.« za smisel, »Življenje je prekratko, da bi se odrekali užitkom, ki jih nudi.« za užitek in »Delu ali igri se ponavadi tako predam, da pozabim na vse drugo.« za vpletenost. Udeleženci na 5-stopenjski lestvici ocenjujejo, kako dejansko živijo svoje življenje (1 -sploh ni značilno zame; 5 - zelo značilno zame). Višje število točk predstavlja višjo usmerjenost k doseganju sreče na določen način. Avtorji izvirnika (Peterson idr., 2005) navajajo alfa koeficiente notranje skladnosti 0,82 za smisel, 0,82 za užitek in 0,72 za vpletenost, ustrezno notranjo skladnost pa so podprli (alfa koeficienti preko 0,74) tudi pri vzorcu preko 13 tisoč udeležencev iz 112 držav (Schueller in Seligman, 2010). Vprašalnik sta avtorici pričujočega članka neodvisno prevedli iz originalne angleške različice v slovenščino, primerjali prevoda in ju združili, nato je dipl. anglistka prevedla vprašalnik nazaj v angleški jezik. Ta prevod smo nato primerjali z originalom in vsebinsko uskladili manjša neskladja med njima. Subjektivno zadovoljstvo z življenjem. Sodelujoči so podali splošno oceno svojega trenutnega življenja na lestvici od 0 do 10, kjer 0 pomeni »na splošno najslabše možno življenje«, 10 pa pomeni »na splošno najboljše možno življenje«. Postavka se pogosto uporablja tudi samostojno kot mera kognitivne komponente subjektivnega blagostanja, z različnimi ocenjevalnimi lestvicami (od 4 do 13 stopenjske). Andrews in Robinson (1991) poročata o povprečni korelaciji 0,68 med odgovori na isto postavko v razmiku 15-20 minut in o konvergentni veljavnosti postavke. Postopek Udeleženci so vprašalnika izpolnili na spletu. Povezavo na raziskavo so prejeli na svoj elektronski naslov. V študijo sva vključili študente nekaterih programov treh slovenskih javnih univerz, ki so nato pridobili za sodelovanje še druge udeležence različnih starosti. Da bi zagotovili čim manjšo pristranost vzorca, je bila povezava na raziskavo objavljena tudi na nekaterih zasebnih straneh, brskalnikih in v časopisu. Na uvodni strani spletne raziskave so bili udeleženci obveščeni o namenu raziskave in podali informirano soglasje za sodelovanje. Zagotovljena je bila zaupnost podatkov. Zbiranje podatkov je trajalo približno eno leto. Faktorska struktura vprašalnika OTH Za preverjanje prileganja podatkov pričakovani strukturi vprašalnika sva izvedli konfirmatorno faktorsko analizo (s programom AMOS 18). Skladno z opisom analiz v članku, ki opisuje konstrukcijo lestvic (Peterson idr., 2005), sva preverjali model s tremi predpostavljenimi latentnimi spremenljivkami s po 6 manifestnimi spremenljivkami, pri čemer sva dopuščali vzajemno povezanost med tremi latentnimi spremenljivkami. Dobljene nasičenosti posameznih postavk s pripadajočim faktorjem so prikazane v tabeli 1. Garson (2012) priporoča navajanje več pokazateljev prileganja podatkov predpostavljenemu modelu, in sicer x2 vrednost, RMSEA in eno od mer prileganja podatkov modelu v primerjavi z ničelnim modelom. Ugotovljeni x2 (CMIN) je znašal 1197,79 (df = 132, p = 0,000). Statistično pomembna vrednost X2 kaže na neustrezno prileganje modelu. Ker pa je ta vrednost močno pod vplivom velikosti vzorca, je bila statistična pomembnost te vrednosti pričakovana in ne odraža nujno slabega prileganja. NFI indeks, ki odraža odstotek izboljšanega prileganja podatkov merskemu modelu v primerjavi z ničelnim modelom (neodvisni model, ki predpostavlja neodvisnost med izmerjenimi in latentnimi spremenljivkami in s tem maksimalno vrednost x2), naj bi presegal vrednost 0,90 oz. glede na bolj liberalne kriterije vsaj 0,80. Za pričujoči model je NFI znašal 0,802, kar pomeni, da merski model izboljša prileganje podatkov za 80 % v primerjavi z ničelnim modelom ter bi v skladu z bolj liberalnimi kriteriji pomenil ustrezno prileganje modelu. Prednost RMSEA indeksa je, da ne zahteva primerjave merskega modela z ničelnim, ter da je razmeroma najmanj pod vplivom velikosti vzorca. Vrednost RMSEA pod ali enako 0,05 pomeni dobro prileganje, pod ali enako 0,08 pa ustrezno prileganje modelu. V preverjanem merskem modelu je RMSEA znašal 0,087 (meje 90 % intervala zaupanja so znašale od 0,083 do 0,092), kar pomeni mejno sprejemljivo prileganje naših podatkov modelu. Na podlagi rezultatov preliminarno izvedene eksploratorne analize glavnih komponent sva se odločili še za preverjanje modela brez postavk 4 in 9, ki se nista jasno razvrščali na predpostavljeno lestvico (Vpletenost). Ostale specifike konfirmatornega modela so bile enake kot v analizi z vsemi postavkami. Dobljeni indeksi prileganja za ta model so znašali: x2 = 731.81 (df = 101, p = 0,000), NFI = 0,857 in RMSEA = 0,077 (meje 90 % intervala zaupanja od 0,071 do 0,082). Z izjemo zaradi velikega vzorca pričakovano statistično pomembnega x2, dobljeni indeksi kažejo na zadovoljivo prileganje podatkov merskemu modelu. Zaradi ohranjanja primerljivosti rezultatov z rezultati # 12 A. Avsec in T. Kavčič Tabela 1. Rezultati konfirmatorne faktorske analize vprašalnik OTH (N = 1064) Postavke Standardizirani neposredni učinki Smisel OTH2 0,69 OTH5 0,34 OTH11 0,68 OTH12 0,78 OTH14 0,66 OTH17 0,36 Užitek OTH3 0,73 OTH8 0,63 OTH13 0,62 OTH15 0,81 OTH16 0,68 OTH18 0,56 Vpletenost OTH1 0,43 OTH4 0,56 OTH6 0,61 OTH7 0,72 OTH9 0,50 OTH10 0,44 predhodnih analiz sva se odločili obdržati prvotno obliko vprašalnika, torej sva v nadaljnjih analizah ohranili vse postavke1. Opisna statistika vprašalnika OTH 8 do 30 za usmerjenost k vpletenosti. Alfa koeficienti so bili vsaj 0,70 ali več, kar kaže na ustrezno notranjo skladnost lestvic. Korelacije med skupnimi rezultati na lestvici in pripadajočimi postavkami so znašali od 0,30 do 0,72 (glej vrstici označeni z r in r , v ' J cmin cmaks Tabeli 2). Field (2009) kot kriterij ustrezne povezanosti med postavkami in skupnim rezultatom na lestvici navaja vrednost okrog 0,30. Dobljeni rezultati torej kažejo, da so se vse postavke vprašalnika ustrezno visoko povezovale z lestvicami OTH. Lestvice so bile statistično pomembno, nizko (med smislom in užitkom) do zmerno visoko povezane med seboj. Korelacije med OTH lestvicami in demografskimi spremenljivkami so bile nizke. Statistično pomembni korelacijski koeficienti so pokazali na negativno povezanost med starostjo in usmerjenostjo k užitku, na pozitivno povezanost dosežene izobrazbe z usmerjenostjo k smislu in usmerjenostjo k vpletenosti ter negativno z usmerjenostjo k užitku, na nekoliko višje rezultate na lestvici usmerjenosti k smislu pri ženskah kot pri moških ter nekoliko višje rezultate poročenih/v izvenzakonski skupnosti na lestvici usmerjenosti k vpletenosti in nižje na lestvici usmerjenosti k užitku v primerjavi z ostalimi udeleženci. V nadaljevanju sva z analizo kovariance preverjali učinek spola in starosti udeležencev na njihove samoocene tega, v kolikšni meri srečo dosegajo preko smisla, užitka in vpletenosti. Moški in ženske, ki so sodelovali v študiji, se med seboj niso statistično pomembno razlikovali v povprečni starosti (t(1062) = 1,92; p > 0,05; M = 40,4 in M. = 38,3 leta), kar opravičuje V tabeli 2 predstavljava opisno statistiko za celotni vzorec. Poleg aritmetičnih sredin in standardnih deviacij so navedeni koeficienti asimetrije in sploščenosti, ki kažejo, da so se rezultati na vseh treh lestvicah porazdeljevali razmeroma normalno. Razpon rezultatov udeležencev je znašal od 6 do 30 za lestvici usmerjenosti k smislu in usmerjenosti k užitku ter od 1Zaradi manj kot optimalnega prileganja podatkov predpostavljenemu modelu, sva v skladu s predpostavkami P. Anic (2012) preverjali še dvofaktorsko strukturo vprašalnika OTH. Eksploratorna analiza glavnih komponent z vnaprej določenim številom komponent (2) je pokazala, da se postavke, ki se nanašajo na usmerjenost k smislu in usmerjenosti k vpletenosti uvrščajo na isto komponento, na drugo pa postavke usmerjenosti k užitku, pri čemer so se za postavki 4 in 9 zopet pokazale dvojne nasičenosti. Rezultati konfirmatornih analiz so pokazali nezadovoljivo prileganje podatkov dvo-faktorskemu modelu, in sicer tako tistemu z vsemi postavkami (x2 = 1698,57 (df = 134, p = 0,000); NFI = 0,719; RMSEA = 0,105 z mejami 90 % intervala zaupanja od 0,100 do 0,109) kot tudi tistemu brez postavk 4 in 9 (x2 = 1207.60 (df = 103, p = 0,000); NFI = 0,764; RMSEA = 0,10 z mejami 90 % intervala zaupanja od 0,095 do 0,106). Zbrani podatki se torej bolje prilegajo modelu s predpostavljenimi tremi faktorji kot dvofaktorskemu modelu. Tabela 2. Opisna statistika za lestvice OTH Smisel Užitek Vpletenost Opisne statistike M 19,99 21,76 20,85 SD 4,47 4,56 3,65 Asimetričnost -0,25 -0,57 -0,17 Sploščenost -0,13 0,22 0,01 a 0,75 0,83 0,70 rcmin 0,30 0,52 0,35 rcmaks 0,62 0,72 0,59 Interkorelacije Užitek 0,22*** Vpletenost 0,43*** 0,42*** Korelacije z demografskimi spremenljivkami Starost 0,05 -0,28*** 0,00 Spol 0,09** 0,00 -0,04 Izobrazba v letih 0,11*** -0,15*** 0,14*** Stan -0,06 0 19*** -0,07* Opombe. N = 1064. r pomeni najnižji in r , najvišji koeficient r cmin r J J cmaks J J korelacije med postavko in skupnim rezultatom. Vrednosti za spol: 0 = moški, 1 = ženski; stan: 0 = poročen ali v izvenzakonski skupnosti, 1 = samski, v zvezi ali drugo. * p < ,05; ** p < ,01; *** p < ,001. # Vprašalnik usmerjenosti k sreči 13 Tabela 3. Napoved subjektivnega zadovoljstva z življenjem P AR2 F Demografske F (4, 1032) spremenljivke 0,020 = 5,27*** Spol -0,02 Starost -0,08* Izobrazba 0,08* Stan -0,06 F (3, 1029) Usmeritve k sreči 0,084 = 31,98*** Smisel 0,05 Užitek 0,18*** Vpletenost 0,15*** Skupaj 0,099 F (7, 1029) = 16,99*** Opombe. N = 1064. Vrednosti za spol: 0 = moški, 1 = ženski; stan: 0 = poročen ali v izvenzakonski skupnosti, 1 = samski, v zvezi ali drugo. * p < ,05; *** p < ,001. vnos podatka o starosti kot kovariatne spremenljivke v analizo kovariance (Field, 2011) . Rezultati predhodnega Levenovega testa so pokazali, da se variance rezultatov na vseh treh lestvicah med skupinami ne razlikujejo statistično pomembno. Rezultati so pokazali, da se spola ne razlikujeta statistično pomembno v nobeni od treh usmeritev k sreči (glej tudi Tabelo 3), prav tako ni bil statistično pomemben učinek interakcije med spolom in starostjo za nobeno od treh lestvic. Starost udeležencev ni imela statistično pomembnega učinka na rezultate pri lestvicah usmerjenosti k smislu in k vpletenosti, pokazal pa se je statistično pomemben učinek starosti na usmerjenost k užitku (F(1, 1060) = 63,07; MSE = 1212,84; p = 0,000; parcialna n2 = 0,056). S starostjo udeležencev se je zniževala izraženost usmerjenosti k užitku. Podrobnejša opisna statistika za OTH lestvice glede na spol in starost udeležencev je predstavljena v Tabeli A v Prilogi). Napovedna veljavnost vprašalnika OTH Udeleženci so ocenili tudi, v kolikšni meri so zadovoljni s svojim življenjem. Ta ocena zadovoljstva z življenjem se je nizko, a statistično pomembno (vsi p = 0,000) povezovala z njihovimi rezultati na lestvicah usmerjenosti k smislu (r = 0,16), užitku (r = 0,24) in vpletenosti (r = 0,26). V nadaljevanju sva s postopkom hierarhične regresijske analize napovedovali zadovoljstvo udeležencev z njihovim življenjem z dvema sklopoma napovednikov. V prvem koraku sva v regresijsko analizo vnesli spol (0 = moški, 1 = ženski), starost, izobrazbo v letih in stan (0 = poročen ali v izvenzakonski skupnosti; 1 = samski, v zvezi ali drugo) udeležencev, v drugem koraku pa njihove rezultate na treh lestvicah OTH. Rezultati hierarhične regresijske analize so predstavljeni v Tabeli 3. Vsi vključeni napovedniki so skupaj pojasnili 10,4 % variance v ocenah zadovoljstva z življenjem. Ocene zadovoljstva so nekoliko upadale s starostjo in naraščale z doseženo izobrazbo udeležencev2. Ob upoštevanju demografskih podatkov, je k zadovoljstvu je pomembno prispevalo doseganje sreče preko užitka in preko vpletenosti. Da bi preverili, ali je sočasna višja izraženost vseh treh usmeritev povezana z višjim blagostanjem, sva udeležence razvrstili v tri kategorije: v prvo so se uvrstili udeleženci, ki so na vseh treh lestvicah OTH dosegli rezultat pod mediano (N = 232), v tretjo tisti, ki so na vseh treh lestvicah imeli rezultate nad mediano (N = 176), v drugo pa vsi ostali (N = 629). Rezultati analize variance so pokazali, da so se oblikovane skupine udeležencev med seboj statistično pomembno razlikovale v subjektivnem zadovoljstvu z življenjem (F(2, 1034) = 23,46; p = 0,000; parcialna n2 =0,043), statistično pomembne so bile tudi razlike med vsemi pari skupin, ocenjene s Scheffejevim post hoc testom. Najbolj so bili zadovoljni s svojim življenjem posamezniki, ki so se visoko (nad mediano) ocenili na vseh treh lestvicah usmerjenosti k sreči (M = 7,61; SD = 1,50), nekoliko manj posamezniki z visoko izraženemi nekaterimi OTH lestvicami in nizko izraženimi preostalimi (M = 6,98; SD = 1,75) ter najmanj zadovoljni tisti, ki so se na vseh treh lestvicah ocenili nizko (M = 6,41; SD = 1,94). Razprava Prispevek predstavlja merske značilnosti slovenske priredbe Vprašalnika usmerjenosti k sreči OTH (Peterson idr., 2005). Rezultati z več kot tisoč udeleženci, starimi od 18 do 91 let, so pokazali, da so merske značilnosti slovenske različice primerljive z značilnostmi izvirnika: ugotovili sva ustrezno notranjo skladnost treh lestvic ter ob manjših odstopanjih podprli predvideno trifaktorsko strukturo in napovedno veljavnost vprašalnika. Struktura in opisne statistike vprašalnika OTH Vprašalnik OTH vsebuje 18 postavk, pri čemer naj bi jih po šest merilo vsako od treh usmerjenosti k sreči (Peterson idr., 2005). S konfirmatorno faktorsko 2Zaradi boljšega prileganja podatkov trifaktorski strukturi brez postavk 4 in 9, sva povezanost med usmerjenostmi k sreči in zadovoljstvom z življenjem preverjali tudi z izračunom rezultatov na OTH lestvici usmerjenost k vpletenosti brez omenjenih postavk. Rezultati korelacijskih in regresijskih analiz so bili zelo podobni za okrnjeno in izvirno lestvico in ne bi spremenili končne interpretacije podatkov. # 14 A. Avsec in T. Kavčič analizo sva ugotovili, da se struktura vprašalnika zgolj zadovoljivo prilega predpostavljenemu modelu, prileganje pa se je izboljšalo (čeprav še vedno ni bilo optimalno), če sva izločili postavki 4 in 9. O takšnem vzorcu rezultatov poročajo tudi avtorji nemške različice vprašalnika (Ruch idr., 2010), visoke sekundarne nasičenosti za ti dve postavki pa so se pokazale tudi z izvirno različico v ZDA. Dodatne analize povezanosti med OTH lestvicami brez postavk 4 in 9 ter subjektivnim zadovoljstvom življenja so pokazale, da so odnosi med obema merama povsem primerljivi ob uporabi izvirnega oz. okrnjenega ključa za vrednotenje OTH lestvice usmerjenost k vpletenosti. Zaradi primerljivosti slovenskih rezultatov z rezultati tujih študij zaenkrat predlagava ohranitev izvirne, celotne lestvice. Kljub temu pa je opisane učinke potrebno upoštevati pri interpretaciji ostalih rezultatov (npr. interkorelacij). Na splošno bi torej lahko zaključili, da so rezultati analize strukture vprašalnika podprli pričakovano strukturo, čeprav so se pokazala nekatera odstopanja. Manj kot optimalno prileganje podatkov predpostavljeni trifaktorski strukturi se je pokazalo tudi na primer pri velikem mednarodnem vzorcu (Schueller in Seligman, 2010), nemško govorečih udeležencih (Ruch idr., 2010) in tajskih študentih (Chen idr., 2009). Glede na to bi bilo utemeljeno na mednarodni ravni razmisliti o potrebi po popravljenem vprašalniku OTH (izvirniku in priredbah), ki bi vključeval le postavke, ki jasno pripadajo predpostavljenim faktorjem. Predstavljeni rezultati kažejo na ustrezno notranjo skladnost treh lestvic OTH, dobljeni alfa koeficienti pa so po velikosti primerljivi s koeficienti, dobljenimi pri drugih vzorcih udeležencev (Peterson idr., 2005; Ruch idr., 2010; Schueller in Seligman, 2010). Ocene na treh lestvicah so se med seboj statistično pomembno povezovale. Podobno kot poročajo avtorji predhodnih študij (npr. Peterson idr., 2005; Schueller in Seligman, 2010), se je najnižja povezanost pokazala med usmerjenostjo k smislu in usmerjenostjo k užitku. Rezultati z angleško govorečimi udeleženci so pokazali zmerno visoke, a nekoliko višje korelacije med usmerjenostima k vpletenosti in smislu kot med usmerjenostima k vpletenosti in užitku (Peterson idr., 2005), medtem ko smo pri slovenskih udeležencih ugotovili primerljivo in zmerno visoko povezanost med usmerjenostjo k vpletenosti in drugima dvema lestvicama. Takšen vzorec interkorelacij se je pokazal tudi pri nemško govorečih udeležencih (Ruch idr., 2010). Podobno kot z angleško in nemško različico (Peterson idr., 2005; Ruch idr., 2010), se je tudi s slovensko priredbo pokazalo, da so mlajši in neporočeni udeleženci nekoliko pogosteje poročali o doseganju sreče preko užitka kot starejši in poročeni (ali v izvenzakonski skupnosti živeči) sodelujoči. Pričujoča študija je podprla tudi ugotovitve avtorjev iz ZDA glede negativne povezanosti med izobrazbo in usmerjenostjo k užitku (tega pri nemško govorečih udeležencih niso ugotovili), poleg tega pa so imeli bolj izobraženi slovenski udeleženci nekoliko bolj izraženi usmerjenosti k smislu in vpletenosti v primerjavi z manj izobraženimi. Napovedna veljavnost vprašalnika OTH Dobljeni rezultati analize napovedne vrednosti treh usmerjenosti k sreči za zadovoljstvo z življenjem niso v celoti skladni s predhodnimi raziskavami, saj sta samo dve od treh usmerjenosti statistično pomembno prispevali k pojasnjeni varianci. V regresijski analizi sva želeli najprej upoštevati učinek demografskih značilnosti na zadovoljstvo z življenjem, zato sva v prvem koraku kot napovednike vključili spol, starost, izobrazbo in stan. Rezultati so pokazali, da izmed demografskih spremenljivk k napovedi zadovoljstva z življenjem statistično pomembno prispevata starost in izobrazba. Natančneje, starejši posamezniki so poročali o nekoliko nižjem zadovoljstvu z življenjem kot mlajši, bolj izobraženi posamezniki pa o nekoliko višjem kot manj izobraženi. Potrebno pa je opozoriti, da starost in izobrazba pojasnjujeta skupaj zgolj 2 % variance zadovoljstva z življenjem, kar kaže na majhno velikost učinka. Rezultati niso presenetljivi, saj tudi predhodne raziskave večinoma poročajo o nizki povezanosti demografskih značilnosti z zadovoljstvom z življenjem (npr. Glaesmer, Grande, Braehler in Roth, 2011). V podobnih raziskavah napovedi zadovoljstva z življenjem na podlagi treh usmerjenosti k sreči so nekatere podobno kot najina statistično nadzorovale učinek demografskih značilnosti. V španski raziskavi (San Martín idr., 2010) niso ugotovili pomembnosti spola in starosti udeležencev pri napovedovanju zadovoljstva z življenjem. Statistično pomemben prispevek spola in starosti se je pokazal v študiji v ZDA (Vella-Brodrick idr., 2008), pri čemer sta obe spremenljivki skupaj pojasnili zgolj 0,3 % variance zadovoljstva z življenjem, kar je praktično zanemarljivo, statistično pa pomembno zaradi velikosti vzorca (N = 18.326). Po drugi strani pa isti avtorji poročajo, da sta pri avstralskem vzorcu 332 oseb (28 % moških), starih od 18 do 81 let, spol in starost pojasnila skupaj kar 20 % variance zadovoljstva z življenjem. O tako velikem deležu pojasnjene variance na podlagi demografskih značilnosti pa poročajo redke raziskave. Majhen delež pojasnjene variance na podlagi demografskih značilnosti, ki smo ga ugotovili v naši raziskavi, je torej pričakovan, saj bolj kot starost, spol in podobne značilnosti na kognitivno oceno posameznikovega zadovoljstva z življenjem vplivajo subjektivni dejavniki, kot so npr. osebnostne značilnosti, socialne primerjave, spoprijemanje s kritičnimi dogodki (Diener in Ryan, 2009). # Vprašalnik usmerjenosti k sreči 15 Tri usmerjenosti k sreči kot možne subjektivne dejavnike, ki so lahko relevantni za posameznikovo oceno zadovoljstva z življenjem, sva vključili v regresijsko analizo v drugem koraku. Avtorji večine dosedanjih raziskav (Park idr., 2009; Peterson idr., 2005; Ruch idr., 2010) poročajo o pomembnosti vseh treh usmerjenosti za zadovoljstvo z življenjem, pričujoči rezultati pa kažejo kot statistično pomembna napovednika usmerjenost k užitku in usmerjenost k vpletenosti, ne pa tudi usmerjenosti k smislu. Ugotovljeni delež variance zadovoljstva z življenjem, ki ga pojasnjujejo tri usmerjenosti (8 %) je razmeroma nizek v primerjavi s predhodnimi raziskavami, ki kažejo, da usmerjenosti k sreči pojasnjujejo od 6 % do 20 % variance zadovoljstva z življenjem (Peterson idr., 2005; Ruch idr., 2010; San Martín idr., 2010; Vella-Brodrick idr., 2008). Možen razlog za razmeroma nizek delež pojasnjene variance bi lahko bil v uporabljeni meri zadovoljstva z življenjem. Za razliko od drugih raziskovalcev, ki so uporabili vprašalnik SWLS (Diener idr., 1985), sva zadovoljstvo z življenjem namreč ocenjevali z eno samo postavko, zato je zanesljivost poročanja lahko nižja, posledično pa tudi korelacije in beta vrednosti. Pričujoča raziskava je nepričakovano pokazala na statistično nepomemben prispevek usmerjenosti k smislu za zadovoljstvo z življenjem. Ti rezultati so v nasprotju z rezultati japonske raziskave, ki so pokazali statistično nepomembnost usmerjenosti k užitku za zadovoljstvo z življenjem, kar avtoji razlagajo specifikami japonske kulture (Kumano, 2011). V pričujoči raziskavi se je usmerjenost k užitku izkazala kot najpomembnejši napovednik zadovoljstva z življenjem. Ali lahko torej tudi rezultate naše rezultate pripišemo kulturni specifiki? Če torej Japonci oceno zadovoljstva s svojim življenjem oblikujejo na podlagi tega, ali izbirajo smiselne dejavnosti, bi dobljeni rezultati lahko kazali, da Slovenci gradijo svojo oceno zadovoljstva z življenjem predvsem na oceni, ali izbirajo dejavnosti, ki jim nudijo pozitivna doživetja. Po drugi strani, pa je zadovoljstvo z življenjem konstrukt, ki se nanaša na področje hedonskega vidika blagostanja, zato se zdi smiselno, da prav usmerjenost k užitku največ prispeva k varianci ocene zadovoljstva z življenjem. Tudi Vitters0 in S0holt (2011) navajata, da je zadovoljstvo z življenjem povezano predvsem z užitkom oziroma hedonizmom. Tako se pravzaprav zdi bolj problematično razložiti, zakaj se je v večini raziskav kot najboljši napovednik zadovoljstva z življenjem pokazala usmerjenost k smislu. Usmerjenost k vpletenosti se je tako v pričujoči kot tudi v predhodnih raziskavah izkazala za pomemben napovednik zadovoljstva z življenjem. Čeprav Vitters0 (2003) npr. meni, da zanos oz. vpletenost bolj smiselno spada k eudaimonskemu kot hedonskemu blagostanju, nekateri drugi avtorji (Waterman, 1993) menijo, da ima usmerjenost k vpletenosti komponente tako eudaimonskega kot hedonskega blagostanja. Vsekakor lahko rečemo, da sva v pričujoči študiji ugotovili, da je za posameznike pri ocenjevanju zadovoljstva z življenjem bolj pomembno, ali izbirajo svoje dejavnosti glede na to, da bodo v njih uživali ali bili v njih aktivno vključeni, ne pa izbira zaradi smiselnosti. Poleg pomembnosti posameznih usmerjenosti k sreči za posameznikovo zadovoljstvo z življenjem, rezultati pričujoče raziskave kažejo na pomen tega, da posameznik srečo dosega na različne načine in ne le na enega. O najvišjem subjektivnem zadovoljstvu z življenjem so namreč poročali tisti udeleženci, ki so poročali tudi o razmeroma visoko izraženih usmerjenostih k smislu, zadovoljstvu in vpletenosti. Ti rezultati podpirajo teoretično predpostavko, da je blagostanje najvišje pri posameznikih, ki živijo t. i. polno življenje, torej sledijo vsem trem potem do sreče (Peterson idr., 2005). Zaključki V predstavljeni študiji sva analizirali psihometrične značilnosti slovenske oblike Vprašalnika usmerjenosti k sreči, ki ga je izpolnjevalo 1064 udeležencev, starih od 18 do 91 let. Rezultati kažejo, da je prirejeni OTH zanesljiv in dokaj veljaven pripomoček za samo-ocenjevanje načinov doseganja sreče v slovenskem okolju. Seveda je imela pričujoča študija nekatere morebitne pomanjkljivosti, med katerimi velja izpostaviti zbiranje podatkov preko spleta. Kljub nekaterim pomanjkljivostim uporabe t. i. spletnega vzorca (Smyth in Pearson, 2008), spletne raziskave predstavljajo pomemben način zbiranja podatkov pri velikih in raznolikih vzorcih udeležencev ob razmeroma nizkih stroških (glej vire Peterson idr., 2005, str. 32). Primerljivost merskih značilnosti vprašalnikov, izpolnjenih v klasični obliki papir-svinčnik in spletni obliki, se je pokazala tudi v nemški študiji z vprašalnikom OTH (Ruch idr., 2010). Glede na to predvidevava, da uporaba spletne različice vprašalnika ni vodila do večjih izkrivljanj v rezultatih kot bi jih dobili z uporabo vprašalnika v klasični obliki. Glede na to, da po podatkih Statističnega urada Republike Slovenije (SURS, 2011) v Sloveniji svetovni splet uporablja 69 % oseb starih od 10 do 74 let, meniva, da uporaba spletne različice pripomočkov ni bistveno prispevala k pristranosti vzorca. Po drugi strani pa je vzorec sodelujočih v predstavljeni študiji pristran glede starosti in spola, saj je sodelovalo bistveno več žensk kot moških ter več mlajših kot starejših oseb, kar je posledica dostopnosti udeležencev in njihove pripravljenosti na sodelovanje. # 16 A. Avsec in T. Kavčič NamenvprašalnikaOTHjezajetiin operacionalizirati mogoče poti do sreče. Ker so avtorji (Peterson idr., 2005) poskušali združiti različne raziskovalne tradicije - hedonizem, eudaimonizem in zanos, se pojavlja vprašanje diferencialne veljavnosti treh poti. Že na teoretični ravni se namreč različni avtorji med seboj ne strinjajo, ali gre za tri ali dva različna konstrukta (Seligman, 2002; Vitters0, 2003; Waterman, 1993). V prihodnosti bi bila torej potrebna precej natančna teoretična analiza teh treh možnih poti do sreče, preko tega bi bilo tudi bolj jasno, kaj narediti s postavkami, ki so hkrati nasičene z dvema faktorjema, kar kaže na medsebojno prekrivanje različnih usmerjenosti. Pri vprašalniku usmerjenosti k sreči OTH avtorji predlagajo tudi uporabo tipološkega pristopa (Peterson idr., 2005), saj bi na podlagi različnih kombinacij izraženosti vseh treh pristopov lahko oblikovali določene tipe oseb in predvideli določene specifike glede njihovega psihičnega blagostanja. Zaenkrat je bilo objavljenih premalo tovrstnih raziskav, ki bi kazale na obstoj enakih tipov izraženosti teh treh usmerjenosti k sreči pri različnih vzorcih udeležencev. V določenih primerih (Asendorpf, 2003; Zupančič, Podlesek in Kavčič, 2006) tipološki pristop pojasnjuje dodatno varianco poleg neodvisnih spremenljivk, zato bi bilo v prihodnosti smiselno preveriti doslednost predlaganih tipov v različnih kulturah oz. pri različnih skupinah udeležencev. Poleg tega bi bilo v prihodnjih študijah smiselno upoštevati tudi morebitni učinek petih velikih faktorjev osebnosti na odnos med tremi usmerjenostmi k sreči in merami psihičnega blagostanja. Na primer, rezultati avstralske študije (Vella-Brodrick idr., 2008) so v tem primeru pokazali precej manjšo dodatno napovedno vrednost usmerjenosti k sreči za blagostanje (od 2 % do 4 % pojasnjene variance), kar kaže na precejšnje prekrivanje osebnostnih značilnosti in usmerjenosti k sreči. V nadaljnjih raziskavah bi bilo torej potrebno temeljito preveriti dodatno napovedno veljavnost vprašalnika ob predhodnem upoštevanju osebnosti udeležencev. Ker je vprašalnik še razmeroma nov, je na voljo le malo podatkov o njegovi retestni zanesljivosti (npr. Ruch idr., 2010), medtem ko vzdolžnih raziskav, ki bi kazale ugotavljanje stabilnosti teh usmerjenosti v času še ni moč zaslediti v trenutno dostopni literaturi. Prav tako ostaja odprto vprašanje, kakšna je napovedna veljavnost treh načinov doseganja sreče za različne življenjske izide, kot so preživljanje časa, socialni odnosi, delovna uspešnost, itd. Literatura Andrews, F. M. in S. B. Withey, (1976). Social indicators of well-being. New York: Plenum Press. Andrews, F. M. in Robinson, J. P. (1991). Measures of subjective well-being. V J. P. Robinson in P. R. Shaver (ur.), Measures of personality and social psychological attitudes (str. 61-114). San Diego, CA: Academic Press. Anic, P. (2012). How to find happiness: Life goals and free time activities (Doctoral dissertation). Univerza v Ljubljani, Ljubljana, Slovenija. Asendorpf, J. B. (2003). Head-to-head comparison of the predictive validity of personality types and dimensions. European Journal of Personality, 17, 327-346. Chen, G.-H. (2010). Validating the Orientations to Happiness Scale in a Chinese sample of university students. Social Indicators Research, 99, 431-442. Chen, L. H., Tsai, Y.-M. in Chen, M.-Y. (2009). Psychometric analysis of the orientations to happiness questionnaire in Taiwanese undergraduate students. Social Indicator Research, 98, 239-249. Csikszentmihalyi, M. (1990). Flow, The psychology of optimal experience. New York: Harper and Row. Cummins, R. A., Eckersley, R., Pallant, J., Van Vugt, J. in Misajon, R. (2003). Developing a national index of subjective well-being: The Australian Unity Well-being Index. Social Indicators Research, 64, 159-190. Davern, M., Cummins, R. A. in Stokes, M. (2007). Subjective well-being as an affective/cognitive construct. Journal of Happiness Studies, 8, 429-449. Diener, E., Emmons, R. A., Larsen, R. J. in Griffin, S. (1985). The Satisfaction with Life Scale. Journal of Personality Assessment, 49, 71-75. Diener, E. in Ryan, K. (2009). Subjective well-being: A general overview. South African Journal of Psychology, 39, 391-406. Field, A. (2009). Discovering statistics using SPSS (3. izd.). London: Sage Publications. Garson, G. D. (2012). Structural equation modeling, s strani Statnotes: Topics in multivariate analysis. Pridobljeno 30.03.2012 s http://faculty.chass.ncsu.edu/ garson/pa765/statnote.htm Glaesmer, H., Grande, G., Braehler, E. in Roth, M. (2011). The German version of the Satisfaction with Life Scale (SWLS): Psychometric properties, validity, and population-based norms. European Journal of Psy-chologicalAssessment, 27, 127-132. Kahneman, D. (1999). Objective happiness. V D. Kahne-man, E. Diener in N. Schwarz (ur.), Well-being: The foundations of hedonic psychology (str. 3-25). New York: Russell Sage Foundation. Kumano, M. (2011). Orientations to happiness in Japanese people: Pleasure, meaning, and engagement. Shinri-gaku Kenkyu, 81, 619-624. Lyubomirsky, S. in Lepper, H. S. (1999). A measure of subjective happiness: Preliminary reliability and construct validation. Social Indicators Research, 46, 137-155. Mayer, J. D. (2007). Personality: A systems approach. Boston: Pearson Education. Mellor, D., Stokes, M., Firth, L., Hayashi, Y. in Cummins, R. (2008). Need for belonging, relationship satisfac- # Vprašalnik usmerjenosti k sreči 17 tion, loneliness, and life satisfaction. Personality and Individual Differences, 45, 213-218. Musek, J. (2000). Nova psihološka teorija vrednot. Ljubljana: Educy. Park, N., Peterson, C. in Ruch, W. (2009). Orientations to happiness and life satisfaction in twenty-seven nations. The Journal of Positive Psychology, 4, 273-279. Pavot, W. in Diener, E. (1993). Review of the Satisfaction with Life Scale. Psychological Assessment, 5, 164-172. Peterson, C., Park, N. in Seligman, M. E. P. (2005). Orientations to happiness and life satisfaction: The full life versus the empty life. Journal of Happiness Studies, 6, 25-41. Peterson, C., Ruch, W., Beermann, U., Park, N. in Seligman, M. E. P. (2007). Strengths of character, orientation to happiness, and life satisfaction. The Journal of Positive Psychology, 2, 149-156. Ruch, W., Harzer, C., Proyer, T. R., Park, N. in Peterson, C. (2010). Ways to happiness in German-speaking countries: The adaptation of the German version of the orientations to happiness questionnaire in paper-pencil and internet samples. European Journal of Psychological Assessment, 26, 227-234. Ryan, R. M. in Deci, E. L. (2001). On happiness and human potentials: A review of research on hedonic and eudaimonic well-being. Annual Review of Psychology, 52, 141-166. Ryff, C. D. in Singer, B. (2008). Know thyself and become what you are: A eudaimonic approach to psychological well-being. Journal of Happiness Studies, 9, 13-39. San Martín, J., Perles, F. in Canto, J. M. (2010). Life satisfaction and perception of happiness among university students. The Spanish Journal of Psychology, 13, 617-628. Schueller, S. M. in Seligman, M. E. P. (2010). Pursuit of pleasure, engagement, and meaning: Relationships to subjective and objective measures of well-being. The Journal of Positive Psychology, 5, 253-263. Seligman, M. E. P. (2002.). Authentic happiness. New York: The Free Press. Seligman, M. E. P., Parks, A. C. in Steen, T. (2005). A balanced psychology and a full life. V F. Huppert, B. Keverne in N. Baylis (ur.), The science of well-being (str. 275-283). Oxford: Oxford University Press. Smyth, J. D. in Pearson, J. E. (2008). Internet survey methods: A review of strengths, weaknesses, and innovations. V M. Das, P. Ester in L. Kaczmirek (ur.), Social and behavioral research and the internet advances in applied methods and research strategies (str. 14-36). New York, London: Rutledge. SURS (2011). Uporaba informacijsko - komunikacijske tehnologije v gospodinjstvih in pri posameznikih, Slovenija, 2011 - končni podatki. Pridobljeno 30.03.2012 s http://www.stat.si/novica_prikazi.aspx?ID=4240. Veenhoven, R. (2012). World Database of Happiness, s strani Erasmus University Rotterdam, The Netherlands. Pridobljeno 4.4.2012 s http://worlddatabaseof-happiness.eur.nl. Vella-Brodrick, D. A., Park, N. in Peterson, C. (2008). Three ways to be happy: Pleasure, engagement, and meaning—Findings from Australian and US samples. Social Indicators Research, 90, 165-179. Vitters0, J. (2003). Flow versus life satisfaction: A pro-jective use of cartoons to illustrate the difference between the evaluation approach and the intrinsic motivation approach to subjective quality of life. Journal of Happiness Studies, 4, 141-167. Vitters0, J. in S0holt, Y. (2011). Life satisfaction goes with pleasure and personal growth goes with interest: Further arguments for separating hedonic and eudai-monic well-being. Journal of Positive Psychology, 6, 326-335. Waterman, A.S. (1993). Two conceptions of happiness: Contrasts of personal expressiveness (eudaimonia) and hedonic enjoyment. Journal of Personality and Social Psychology, 64, 678-691. Zupančič, M., Podlesek, A. in Kavčič, T. (2006). Personality types as derived from parental reports on 3-year-old. European Journal of Personality, 20, 285-303. # 18 A. Avsec in T. Kavčič Priloga Tabela A. Povprečja in razpršenost ocen na treh lestvicah OTH za udeležence v različnih razvojnih obdobjih po mladostništvu Smisel Užitek M SD M SD Vključevanje M SD Prehod v odraslost Moški (N = 77) 19,29 4,65 23,61 3,95 21,05 3,45 Ženske (N = = 247) 19,96 4,06 23,21 4,01 20,15 3,46 Zgodnja odraslost Moški (N = 107) 19,51 4,44 21,33 4,21 21,09 3,58 Ženske (N = = 269) 20,90 4,35 22,00 4,33 21,40 3,44 Srednja odraslost Moški (N = 73) 19,38 5,16 20,81 5,56 21,15 4,23 Ženske (N = = 201) 20,19 4,26 20,30 4,57 21,13 3,65 Pozna odraslost Moški (N = 36) 18,86 4,64 20,92 4,31 21,11 3,95 Ženske (N = = 54) 18,44 5,40 19,39 5,13 18,81 3,89 Opombe. Udeleženci na prehodu v odraslost so bili stari od 18 do 26 let (m = 22,2; SD = 2,3 leta), posamezniki v zgodnji odraslosti od 27 do 45 let (m = 35,2; SD = 5,8 leta), osebe v srednji odraslosti od 46 do 64 let (m = 52,6; SD = 4,8 leta) in osebe v pozni odraslosti 65 let ali več (m = 72,8; SD = 6,3 leta). Prispelo: 26.4.2012 Sprejeto: 7.9.2012 # # Psihološka obzorja / Horizons of Psychology, 21, 1, 19-28 (2012) CC = 2840, 3230 © Društvo psihologov Slovenije, ISSN 1318-187 UDK = 316.624-053.2/.6 Znanstveni raziskovalnoempirični prispevek Starostne razlike in razlike med spoloma v agresivnosti slovenskih učencev in dijakov Ana Kozina* Pedagoški inštitut Povzetek: V raziskavi smo preučevali razlike v agresivnosti med spoloma in med različnimi starostnimi skupinami na vzorcih slovenskih učencev in dijakov. Zajeti so bili trije reprezentativni vzorci: mlajši učenci (učenci 4. razreda osnovne šole), starejši učenci (učenci 8. razreda osnovne šole) ter dijaki (dijaki 4. letnikov programov splošne mature). Analize so temeljile na rezultatih lestvice agresivnosti LA, ki meri splošno agresivnost in štiri specifične vrste agresivnosti: telesna agresivnost (TA), besedna agresivnost (BA), notranja agresivnost (NA) in agresivnost v odnosu do avtoritete (AA). Z dvosmerno analizo variance smo ugotovili pomemben učinek spremenljivk spola, starosti ter pomembne učinke interakcije obeh spremenljivk (spol in starost) na agresivnost učencev in dijakov. Ugotovili smo pomembne razlike med spoloma v skupini starejših učencev in v skupini mlajših učencev, ne pa tudi dijakov. Učenci, tako starejši kot mlajši, so bili bolj agresivni v primerjavi z učenkami. Starejši učenci so bili v primerjavi z mlajšimi učenci bolj besedno agresivni, bolj telesno agresivni, bolj notranje agresivni in bolj agresivni v odnosu do avtoritete. Dijaki so bili v primerjavi z obema skupinama učencev manj telesno agresivni, manj besedno agresivni, bolj notranje agresivni, v agresivnosti v odnosu do avtoritete pa so se nahajali med obema skupinama učencev. Vzorec razlik med različnimi skupinami je skladen z izsledki strokovne literature, ki ugotavljajo višjo agresivnost pri moškem spolu in različne razvojne poti za različne vrste agresivnosti, kar so potrdili tudi naši podatki. Raziskava je podala pomembne primerjave agresivnosti na slovenskih vzorcih in obenem odprla nova raziskovalna vprašanja, vezana predvsem na merjenje in preverjanje bolj posrednih oblik agresivnosti, ki so značilnejše za ženski spol in dijake. Ključne besede: agresivnost, učenci, dijaki, razlike med spoloma, starostne razlike Age and gender differences in aggression of Slovene elementary and secondary school students Ana Kozina Educational Research Institute, Slovenia Abstract: The study examined age and gender differences in aggression using three representative samples for Slovenia: 4th grade elementary school students; 8th grade elementary school students; 4th grade secondary school students in Matura programs. The results were based on the LA aggression scale that measures general aggression and four specific types of aggression: physical aggression (TA), verbal aggression (BA), internal aggression (NA) and aggression towards authority (AA). Based on the results of two-way ANOVA we found important effects of age, gender and their interaction. The gender differences were significant in the groups of elementary school students but not in secondary school students. Male elementary school students, 4th and 8th grade, were more aggressive compared to female elementary school students. 8th grade elementary school students were more physically, verbally, internally aggressive and more aggressive towards authority when compared to 4th grade elementary school students. Secondary school students were significantly less physically and verbally aggressive, and on the other hand more internally aggressive when compared to both groups of elementary school students. Secondary school students reported higher level of aggression towards authority than 4th grade elementary students, and lower level then 8th grade elementary students. The results were congruent with the findings of the research literature indicating higher aggression of males when compared to females and different developmental paths for different types of aggression in question. The study introduced important findings regarding age and gender differences in representative school samples in Slovenia and proposed future research mostly in direction of including measures of indirect aggression that is linked to female gender and older students. Key words: aggression, elementary school students, secondary school students, gender differences, age differences *Naslov/Address: dr. Ana Kozina, Pedagoški inštitut, Gerbičeva 62, 1000 Ljubljana; e-pošta: ana.kozina@pei.si # # 20 A. Kozina Agresivno vedenje opredelimo kot vedenje, s katerim oseba namerava povzročiti oz. dejansko povzroči telesno ali psihološko škodo sebi ali drugemu (Krug, Dahlberg, Mercy, Zwi in Lozano, 2002; Lamovec, 1988). Agresivnost se lahko kaže na različne načine. Opredelitev različnih vrst agresivnosti je pomembna zaradi lažjega razumevanja vzrokov agresivnosti, z njo povezanih dejavnikov in načinov njenega preprečevanja ter zmanjševanja (Flannery, Vazsonyi in Waldman, 2007). Najširše lahko agresivnost razdelimo na kolektivno agresivnost in individualno agresivnost. Individualno agresivnost delimo na agresivnost, usmerjeno nase, in agresivnost, usmerjeno na druge (WHO, 1996, citirano v: Flannery idr., 2007). Individualno agresivnost, usmerjeno nase in na druge, lahko dalje razvrščamo po usmeritvi na notranje in zunanje oblike ter po funkciji na reaktivno in proaktivno agresivnost. V prispevku smo analizirali razlike v posameznih vrstah agresivnosti med spoloma in po starosti in na ta način preverili, ali so razlike med spoloma konsistentne ne glede na vrsto agresivnosti ter kako se vključene starostne skupine razlikujejo glede na vrste agresivnosti. Agresivnost in spol Velikost razlik v agresivnosti med spoloma je odvisna od oblike agresivnosti, ki jo merimo, zato smo tudi v prispevku razlike med spoloma analizirali po posameznih oblikah agresivnosti. Večina raziskav, ki se ukvarjajo z agresivnostjo, kaže pomembne razlike med spoloma (Condon, Morales-Vives, Ferrando in Vigil-Colet, 2006; Connor, 2002; Delfos, 2004; Finn in Frone, 2003; Huesmann, 1994; Renfrew, 1997). V večini moški spol kaže višje stopnje agresivnosti v primerjavi z ženskim (Archer, 1991; Campbell in Henry, 1999; Condon idr., 2006; Finn in Frone, 2003). V največjem delu se raziskave razlik v agresivnosti med spoloma osredototočajo na telesno agresivnost (Buss in Perry, 1992; Condon idr., 2006). Te enoznačno poročajo o višji telesni agresivnosti moškega spola. Vendarle pa raziskave (Huesmann, 1994) kažejo tudi, da razlike niso omejene le na telesno agresivnost, temveč moški spol v primerjavi z ženskim izkazuje tudi več besedne in posredne agresivnosti. So pa razlike med spoloma večje v telesni agresivnosti (Huesmann, 1994; Marjanovič Umek in Zupančič, 2004). Razmerje med spoloma je skladno tudi z večjim številom fantov z opozicionalno motnjo, katere jedro je agresivnost, v primerjavi z dekleti (Kocmur, 1999). Razlike med spoloma so prisotne že zgodaj v otroštvu, že pri starosti dveh let in pol, in se z razvojem ohranjajo (Nagin in Tremblay, 2001). Drugi avtorji (Archer in Coyne, 2005; Connor, 2002; Lagerspetz, Bjorqvist in Peltonen, 1988) so ugotovili nasprotno, da so razlike med spoloma večje v otroštvu in do odraslosti izzvenijo. Več fantov v primerjavi z dekleti je reaktivno agresivnih, medtem ko pri proaktivni agresivnosti razlike med spoloma niso pomembne (Brendgen, Vitaro, Boivin, Dionne in Perusse, 2006). Za reaktivno agresivnost so za razliko od proaktivne značilni kaznovalni vzorci vzgoje (Brendgen, idr. 2006), zaznavanje namenov drugih kot sovražnih (Connor, 2002; Wilkowski in Robinson, 2010), slabši šolski uspeh, slabša samopodoba, depresivnost (Vitaro, Brendgen in Barker, 2006), anksioznost, težave v kognitivnem in socialno kognitivnem delovanju (Connor, 2002; Poulin in Boivin, 2000; Vitaro idr., 2006), nesprejetost (Connor, 2002; Hubbert, McAuliffe, Morrow in Romano, 2010; Vitaro idr., 2006) in dovzetnost za agresivna vedenja drugih (Connor, 2002). Reaktivna agresivnost ima čustveno podlago (Fite, Raine, Stouthamer-Loeber, Loeber in Pardini, 2010; Hubbert idr., 2010) in je najpogosteje odgovor na realno ali nerealno zaznano provokacijo, frustracijo ali grožnjo (Connor, 2002; Hubbert idr., 2010; Vitaro idr., 2006). Čustvena podlaga reaktivne agresivnosti je jeza (Wilkowski in Robinson, 2010). Lagerspetz in sodelavci (1988) ugotavljajo, da moški več poročajo o jezi, je pa trajanje jeze daljše pri ženskah. Neposredna agresivnost je bolj značilna za moški kot za ženski spol. Neposredne oblike agresivnosti imajo jasen namen škodovati sebi ali drugemu. Najbolj pogosti vrsti neposredne agresivnosti sta telesna in besedna agresivnost. Telesna agresivnost zajema udarce, brce, ugrize, uporabo orožja in pretepe, lahko tudi grožnje telesne agresivnosti. Besedna agresivnost zajema povzročanje škode drugemu z besedami, kričanjem in žaljivkami (Flannery idr., 2007). Posredna agresivnost povzroča psihološko, v redkih primerih tudi telesno škodo drugemu, s sredstvi socialne manipulacije, tako da ostane namen škodovati drugemu prikrit. Posredne oblike agresivnosti so lahko besedne (npr. govorice) in telesne (npr. poškodovanje lastnine drugega). Raziskave kažejo, da ima posredna agresivnost podobne negativne posledice kot neposredna in je podobno s strani drugih zaznana kot jezno sovražno dejanje (Connor, 2002; Crick, Ostrov in Werner, 2006). Posredna agresivnost je odvisna od stopnje razvoj a posameznika ter od kvalitete njegove socialne mreže in se v razvoju pojavi kasneje kot neposredna agresivnost. Posredna agresivnost se v večji meri povezuje z ženskim kot moškim spolom (Archer in Coyne, 2005). Empirično ugotovljene razlike med spoloma lahko med drugim pripišemo različnim načinom izražanja agresivnosti pri moških in ženskah, kulturnim stereotipom in metodi merjenja agresivnosti. Kot omenjeno zgoraj, moški izražajo bolj neposredne oblike agresivnosti in ženske bolj posredne oblike agresivnosti (Archer, 1991; Archer in Coyne, 2005; Condon idr., 2006; Connor, 2002; Crick idr., 2006; Hudley, 1993; Lagerspetz idr.,1988; Marjanovič Umek # Agresivnost slovenskih učencev in dijakov 21 in Zupančič, 2004). Posameznik uporabi posredno agresivnost, ko je neposredna nedostopna. Za ženski spol je agresivno vedenje manj sprejemljivo in zato uporabljajo bolj posredne oblike. Raziskave v nadzorovanih pogojih kažejo, da se ženske enako kot moški odzivajo agresivno, ko se čutijo izzvane ter ko ocenijo, da je agresivno vedenje v dani situaciji primerno in pričakovano (Connor, 2002; Huesmann, 1994). Se pa ženske odzivajo manj agresivno, kadar ni zunanjega povoda za agresivno vedenje (Huesmann, 1994). Druge razlage govorijo o tem, da posameznik škodi drugemu na področju, ki ga sam ocenjuje kot pomembnega. Tako na primer moški višje vrednotijo telesno moč in dominantnost, medtem ko ženske višje vrednotijo odnose med posamezniki in družbeni položaj (Connor, 2002). S tem se povezuje tudi višja socialna inteligentnost žensk in bolj na čustva vezani odnosi, ki dopuščajo več možnosti za posredno agresivnost (Archer in Coyne, 2005; Huesmann, 1994). Flannery kot enega izmed oteževalnih dejavnikov za uporabo posredne agresivnosti pri moškem spolu postavlja počasnejši razvoj besednih spretnosti, zaradi katerih naj bi bila njihova zgodnja socializacija otežena in agresivno vedenje bolj pogosto (Flannery idr., 2007). Razlike med spoloma lahko pripišemo tudi metodi merjenja in okolju, v katerem opazujemo agresivnost. Pri merjenju agresivnosti pogosto uporabljamo ocene vrstnikov, učiteljev in staršev, ki bolj opazijo neposredne oblike agresivnosti, bolj značilne za moški spol, in manj posredne oblike, značilne za ženski spol. Razlike med spoloma so manjše, ko uporabljamo samoocenjevalne tehnike, laboratorijske pogoje in eksperimentalno situacijo. Ob upoštevanju različnih načinov izražanja agresivnosti, situacijske odvisnosti ter vpliva kulture in socializacije so vzroki in dispozicije za agresivnost za oba spola enaki (Flannery idr., 2007; Huesmann, 1994). Razlike pripisujemo predvsem različnim načinom izražanja agresivnosti pri ženskah oziroma moških. Ne glede na to, ali razlike obstajajo tudi na ravni vzrokov, dispozicij in tako imenovane splošne agresivnosti, pa moramo na ravni posameznih vrst agresivnosti upoštevati razlike med spoloma, ko načrtujemo obravnavo. Kot smo opredelili zgoraj, so nekatere vrste agresivnosti bolj značilne za moški spol in druge za ženski. Posledice agresivnosti pa so bolj negativne, ko oblika agresivnosti ni skladna z spolom. Na primer bolj negativne so posledice za ženske, ki so neposredno agresivne, in za moške, ki so posredno agresivni. Tovrsten odnos so ugotovili Crick in sodelavci (2006) v primerjavah posledic neposredne (telesne) in posredne (odnosne) agresivnosti na težave internalizacije in težave eksternalizacije. Spremljali so učence v prvem razredu osnovne šole do njihovega četrtega razreda. Ugotavljali so, kako se kažejo posledice agresivnosti v skupini, ki je bila posredno agresivna, v skupini, ki je bila neposredno agresivna in v skupini, ki je bila tako posredno kot neposredno agresivna. Ugotovili so, da so največje število negativnih posledic v skupini, ki je tako posredno kot neposredno agresivna ter da so posledice bolj negativne, če oblika agresivnosti ni skladna s spolom (na primer pri dekletih, ki so neposredno agresivne ali pri fantih, ki so posredno agresivni). Agresivnost in starost Raziskave kažejo različne spremembe v agresivnem vedenju tekom razvoja posameznika. Nekatere kažejo starostni upad (Cairns, Cairns, Neckerman, Ferguson in Gariepy, 1989; Hyde, 1984; Park in Slaby, 1983, oboje citirano v: Hudley, 1993), druge porast (Whiting in Whiting, 1975, citirano v: Hudley, 1993) in tretje, da so posamezniki v srednjem in poznem otroštvu bolj agresivni od mlajših in starejših posameznikov (Huesmann, 1994). Strokovnjaki večinoma menijo, da je porast ali upad agresivnosti odvisen od vrste agresivnosti, ki jo opazujemo (Huesmann, 1994). Raziskovalci se strinjajo, da telesna agresivnost upada, in pri tem podajajo tudi natančnejše, čeprav ne enotne, časovne okvire: telesna agresivnost doseže svoj vrhunec v starosti dveh do štirih let in kasneje upade (Connor, 2002); upada od 8. do 18. leta (Cairns idr., 1989; Vitaro idr., 2006); upada od 4. do 11. leta (Tremblay, 2000). Za besedno agresivnost nekateri avtorji ugotavljajo, da narašča od 8. do 11. leta in potem rahlo upade do 18. leta (Romano, Tremblay, Boulerice in Swisher, 2005), drugi pa trdijo, da doseže svoj vrhunec v starosti dveh do štirih let in kasneje upade (Connor, 2002). Posredna agresivnost narašča od 8. do 11. leta in potem rahlo upade do 18. leta (Romano idr., 2005). Model razvoja agresivnosti Bjorkquista in sodelavcev (citirano v: Vitaro idr., 2006) vključuje tako neposredne kot tudi posredne oblike agresivnosti. Glede na njihov model otroci v najzgodnejšem obdobju uporabljajo telesno agresivnost zato, ker še ne zmorejo izražati agresivnosti na druge načine. Do podobnih zaključkov so prišli tudi klinični raziskovalci, ki so ugotavili, da se otroci in mladostniki, ki imajo nižje besedno kognitivne sposobnosti ali drugačne težave pri govoru, ki onemogočajo ubeseditev konflikta, pogosteje kot ostali odzivajo s telesno agresivnostjo (Connor, Steingard, Cunningham, Andreson in Melloni, 2004). Z razvojem besednih in socialnih spretnosti otroci pričnejo sprva z uporabo besedne agresivnosti in kasneje z vedno večjim nadzorom lastnih čustev in usvajanjem pravil o sprejemljivem vedenju dodajo še posredno agresivnost (Vitaro idr., 2006). Da se v obdobju srednjega in poznega otroštva agresivnost najpogosteje pojavlja v povezavi z medosebnimi odnosi, sta ugotavili tudi L. Marjanovič Umek in M. Zupančič (2004) in dodajata, da so v tem obdobju pogostejše tudi druge oblike agresivnega vedenja, kot # # 22 A. Kozina so laganje, goljufanje in kraja, ki imajo tudi posredni značaj. Govorimo lahko o premiku od neposrednih k posrednim oblikam agresivnosti. O tem premiku poročajo tudi novejše raziskave agresivnosti dvojčkov, ki so ugotovile, da povečana telesna agresivnost vodi v povečano posredno agresivnost, medtem ko obratno ne drži (Vitaro idr., 2006). Analogno lahko govorimo o premiku od reaktivne k proaktivni agresivnosti (Archer in Coyne, 2005; Huesmann, 1994; Krall, 2003; Tremblay, 2000). Reaktivna je bolj značilna za zgodnje obdobje in proaktivna za poznejše, ko so otroci in mladostniki spretnejši pri načrtovanju in so tudi kognitivne sposobnosti ustrezno razvite (Connor idr., 2004). Ugotovitev o različnih oblikah agresivnosti v različnih razvojnih obdobjih je skladna tudi z raziskavami, ki kažejo, da je agresivnost stabilna lastnost (Connor, 2002; Hudley, 1993; Huesmann, Eron, Lefkowitz in Walder, 1984; Loeber in Hay, 1997; Olweus, 1979; Overton, 2004). Nekateri raziskovalci celo menijo, da je njena stabilnost primerljiva s stabilnostjo intelektualnih sposobnosti (Carr, 1998; Ferris, 1996; Fossati, Maffei, Acquarini in Ceglie, 2003; Van Lier in Crijhen, 2005). Olweus (1979) je v pregledu 16 vzdolžnih raziskav o stabilnosti agresivnosti poročal o koeficientih stabilnosti od 0,79 do 0,81 v časovnih intervalih od 6 mesecev do 21 let (povprečni časovni interval 5,7 let, povprečna velikost vzorca je 116). Da ugotovimo stabilnost agresivnosti v času, moramo spremljati iste posameznike v tistih razvojnih obdobjih, ki so predmet našega zanimanja. Raziskav, ki bi bile zastavljene tako dolgoročno, je malo (npr. Dunedin Study, California Youth Authority Study, The South Holland Epidemiological Study, The Oregon Youth Study; pregled v: Huesmann, 1994), vse pa kažejo, da agresivnost v otroštvu vodi v agresivnost v mladostništvu in odrasli dobi ali v druge oblike prilagoditvenih težav (Flannery idr., 2007; Huesmann idr., 1984; Olweus, 1979). Ker agresivnost s starostnimi obdobji spreminja obliko, njeno stabilnost v času Kagan in Moss (1962, citirano v: Huesmann, 1994) opredeljujeta kot heterotipsko. Za heterotipsko stabilnost je značilno, da je neka značilnost tekom razvoja stabilna, se pa skozi različna razvojna obdobja različno kaže (Huesmann, 1994). Zanimivo je, da se stabilnost agresivnosti razlikuje glede na spol. Nekatere raziskave so sicer pokazale podobno stopnjo stabilnosti, na primer Cairns in sodelavci (1989) so našli koeficiente stabilnosti za moški spol 0,49 in za ženski spol 0,51, druge raziskave pa so pokazale nižjo stabilnost pri ženskem spolu (npr. Kagan in Moss, 1962; Mcgee, Feehan, Williams in Andreson, 1994; Olweus, 1979, vse citirano v: Connor, 2002). Eron (1992, citirano v: Connor, 2002) je v obdobju od starosti 8 do 30 let ugotovil koeficient stabilnosti 0,50 za moški spol in 0,34 za ženski spol. Ob tem se časovna stabilnost agresivnosti pri ženskah kaže bolj heterotipsko kot časovna stabilnost agresivnosti pri moških. To pomeni, da se agresivnost pri ženskah kaže skozi različne težave v splošnem delovanju v odrasli dobi (Connor, 2002). Ne smemo pa zanemariti, da je stabilnost odvisna tudi od izbora metode merjenja in da lestvice agresivnosti večinoma merijo bolj tipično moške oblike agresivnosti (Connor, 2002; Huesmann, 1994). Stabilnost je na primer pri moških večja, in s tem razlike v stabilnosti agresivnosti med spoloma manjše, kadar jo merimo s pomočjo pogostosti kriminalnih vedenj v odrasli dobi in če jo merimo skozi daljše časovno obdobje (Connor, 2002). V prispevku smo preučili vzorec razlik v agresivnosti med spoloma na treh velikih reprezentativnih vzorcih učencev in dijakov v Sloveniji. S primerjavo agresivnosti med vzorci smo preverili, kako se agresivnost razlikuje med različnimi starostnimi skupinami. Glede na rezultate drugih raziskav smo pričakovali višje ravni agresivnosti pri moškem spolu. Pričakovali smo tudi višje ravni telesne in besedne agresivnosti pri mlajših udeležencih v primerjavi s starejšimi. Pričakovali smo višje ravni notranje agresivnosti pri starej ših udeležencih v primerjavi z mlajšimi udeleženci. V prispevku smo se osredotočili predvsem na učinek interakcije spola in starosti na agresivnost, torej preverili smo, ali so razlike med spoloma različne v različnih starostnih skupinah in ali se razlike v agresivnosti med različnimi starostnimi skupinami razlikujejo glede na to, ali agresivnost merimo pri dekletih ali pri fantih. Raziskava, ki bi spol in agresivnost obravnavala na tako velikih in reprezentativnih vzorcih v Sloveniji še ni bila izvedena. Z analizo razlik navelikih reprezentativnih vzorcih je prispevek hkrati s preverjenjem stabilnosti predhodno ugotovljenih razlik v agresivnosti med spoloma tudi ponudil trdnejšo osnovo za obravnavo agresivnosti v šolah glede na to ali so v obravnavi dekleta ali fantje. Na ta način prispevek omogoča širšo analizo agresivnosti (vključuje analizo interakcije spola in starosti za štiri merjene oblike agresivnosti), ki ima praktično vrednost predvsem za obravnavo agresivnosti v šolah. Metoda Udeleženci V analize je bil zaradi visoke reprezentativnosti vključen vzorec učencev in dijakov, ki so sodelovali v mednarodnih raziskavah trendov znanja matematike in naravoslovja TIMSS 2007 in TIMSS za maturante 2008. Vzorec učencev iz raziskave TIMSS 2007je predstavljal reprezentativen vzorec učencev četrtih (mlajši učenci) in osmih razredov (starejši učenci) osnovne šole. Vzorec mlajših učencev je sestavljalo 5284 učencev četrtega razreda, od teh 2621 učencev in 2663 učenk # Agresivnost slovenskih učencev in dijakov 23 (12 manjkajočih podatkov). Njihova povprečna starost je bila 9,8 let. Vzorec starejših učencev je vključeval 5143 učencev osmega razreda, od tega 2545 učencev in 2569 učenk (29 manjkajočih podatkov). Povprečna starost osmošolcev je bila 13,8 let. Vzorčenje je bilo stratificirano, pri čemer so bili kot stratumi določene geografske regije Slovenije, znotraj teh pa je potekalo naključno izbiranje šol. Naključno je bilo tako izbranih 150 osnovnih šol. Znotraj izbranih šol so bili ponovno naključno izbrani posamezni oddelki med četrtimi in osmimi razredi, po eden ali dva na vsako šolo. Naključno vzorčenje je potekalo s programom WinW3S (IEA DPC, verzija 2006), ki je bil posebej za ta namen razvit v mednarodnih centrih raziskave TIMSS. Izbrani razredi na šoli so bili v raziskavo vključeni v celoti, v kolikor je bilo pridobljeno soglasje staršev (Japelj Pavešič, Svetlik, Rožman in Kozina, 2008). Način vzorčenja dijakov za raziskavo TIMSS 2008 za maturante je bil nekoliko drugačen. Posebnost vzorčenj aje bila, da so bile zaradi zahteve po mednarodni primerljivosti vzorca v raziskavo vključene vse srednje šole s programom splošne mature v Sloveniji in znotraj njih vsi dijaki, ki so se pripravljali na maturo iz fizike ter vzorec dijakov, ki so se pripravljali na maturo iz matematike. Vzorec dijakov je tako sestavljalo 3343 dijakov, od teh 1743 fantov in 1600 deklet (12 manjkajočih podatkov). Njihova povprečna starost je bila 18,8 let (Japelj Pavešic, Svetlik, Kozina in Rožman, 2009). Pripomočki LA lestvica agresivnosti (Kozina, 2012) vsebuje 18 postavk in je oblikovana za merjenje splošne ravni agresivnosti (reaktivne agresivnosti) ter posameznih faktorjev agresivnosti učencev in dijakov v šolskem okolju: telesna agresivnost (TA); besedna agresivnost (BA), notranja agresivnost (NA) in agresivnost v odnosu do avtoritete (AA). Štiri-faktorska hierarhična struktura lestvice je bila potrjena s konfirmatorno faktorsko analizo z istimi vzorci učencev (RMSEA = 0,067; CFI = 0,912; TLI = 0,897; SRMR = 0,047) in dijakov (RMSEA = 0,076; CFI = 0,895; TLI = 0,876; SRMR = 0,049). Faktor TA zajema 6 postavk, ki se vsebinsko nanašajo na izražanje agresivnosti s pomočjo telesa, s tepeži, udarci, potiskanjem... (npr. Velikokrat udarim koga drugega; V šoli se pogostokrat pretepam). Faktor BA zajema 4 postavke, ki merijo izražanje agresivnosti z besedami, na primer s kričanjem, opravljanjem, prerekanjem. (npr. Če me kdo užali, ga užalim nazaj; Ko se s kom prepiram, sem zelo glasen/glasna). Faktor NA zajema 4 postavke in meri agresivnost umerjena navznoter v obliki slabega počutja, občutkov krivde (npr. Pogosto se mi zdi, da se mi dogajajo same slabe stvari; Na splošno mi gre veliko ljudi na živce). Faktor AA zajema 4 postavke in meri usmerjenost agresivnosti proti avtoriteti učiteljev in staršev (npr.: Če se ne strinjam s pravili učiteljev, jih prekršim; Rad nalašč izzivam starše). Lestvica meri agresivnost na 5-stopenjski lestvici (1 = nikoli, 2 = redko, 3 = včasih, 4 = pogosto, 5 = vedno). Vse postavke so pozitivno vrednotene. Večja vrednost pomeni višjo stopnjo agresivnosti. Lestvice so se izkazale kot zadovoljivo zanesljive (uporabljen je Cronbachov a kot mera notranje skladnosti) tako pri učencih (aTA = 0,84; aBA = 0,74; aNA = 0,72; aAA = 0,78) kot pri dijakih (aTA = 0,80; a = 0,70; a = 0,72; n = 0,70). ' ' BA ' ' NA ' ' AA ' ' Postopek V raziskavo vključeni učenci in dijaki so lestvico LA izpolnjevali na dan izvedbe mednarodnih raziskav TIMSS. Zagotovljena je bila anonimnost sodelovanja v raziskavi ter neomejen čas. Večina udeležencev je lestvico izpolnila v 5 minutah. Rezultati Pri preverjanju razlik v oblikah agresivnosti med spoloma in med različno starimi udeleženci smo uporabili dvosmerno analizo variance (ANOVA) za neponovljene meritve. V rezultatih so prikazani učinki spola in starosti na merjene oblike agresivnosti. Učinki interakcije spola in starosti so za posamezne oblike agresivnosti prikazani v Tabeli 1 in Sliki 1. Ugotovili smo pomemben učinek spola, starosti in interakcije spola in starosti na vse merjene oblike agresivnosti. Učinek interakcije pomeni, da je imela starost drugačen učinek na agresivnost pri moškem v primerjavi z ženskim spolom ter da je imel spol različen učinek na agresivnost glede na opazovano starostno skupino. Z analizo variance smo ugovotivili ( pri izvedbi post-hoc testov smo uporabili Bonferronijev popravek za več primerjav), da so razlike med različno starimi skupinami udeležencev statistično pomembne v vseh merjenih oblikah agresivnosti. Učenci, mlajši in starejši, so izražali višje stopnje besedne in telesne agresivnosti v primerjavi z dijaki (sliki 1 in 2). Starejši učenci so imeli v primerjavi z mlajšimi učenci in dijaki najvišje ravni agresivnosti do avtoritete (slika 4). Dijaki so imeli pomembno višje stopnje notranje agresivnosti kot obe skupini učencev (slika 3). Znotraj skupine učencev pa so starejši učenci izražali višje stopnje vseh merjenih oblik agresivnosti, telesne, besedne, notranje in agresivnosti do avtoritete, v primerjavi z mlajšimi učenci. V Tabeli 1 vidimo, da je imela starost na agresivnost majhen do zmeren učinek (Cohen, 1988). Največji učinek ima starost na telesno agresivnost, pri kateri smo lahko z razlikami med različno starimi udeleženci pojasnili 11 % variance. # # 24 A. Kozina 18 -| 16 -14 -12 -10 -8 -6 -4 2 0 ■ dekleta ■fantje C -d 12 -t 10 - 8 - 6 - 4 - 2 ■ dekleta ■fantje mlajši učenci starejši učenci dijaki mlajši učenci starejši učenci dijaki 12 10 8 -6 - 4 - 2 0 ■ dekleta -fantje o -d 10 -1 9 - 8 - 7 - 6 - 5 - 4 - 3 - 2 -1 0 ■ dekleta ■fantje mlaj ši učenci starej ši učenci dijaki mlajši učenci starejši učenci dijaki Slika 1. Učinki interakcije spola in starosti na merjene oblike agresivnosti. 0 ^ Primerjava posameznih oblik agresivnosti med spoloma je pokazala, da so učenci, mlajši in starejši, pokazali višje stopnje telesne in notranje agresivnosti ter agresivnosti v odnosu do avtoritete v primerjavi z učenkami. Mlajši učenci pa so še pokazali pomembno višje ravni besedne agresivnosti v primerjavi z mlajšimi učenkami. Učinek interakcije je pokazal, da so razlike večje med mlajšimi učenci in učenkami kot pa med starejšimi učenci in učenkami. Pri dijakih razlike med dijakinjami in dijaki niso bile statistično pomembne. V Tabeli 1 vidimo, da je spol pojasnil največ 1,2 % variance v agresivnosti, iz česar smo sklepali na majhno praktično vrednost učinka spola na agresivnost. V skladu s Cohenovimi smernicami za interpretacijo velikosti učinka smo lahko učinke spola opredelili kot majhne. Ko smo primerjali učinke spola in starosti na oblike agresivnosti z odstotki pojasnjene variance, smo ugotovili, da lahko več variance pojasnimo z učinkom starosti v primerjavi z učinkom spola. Razprava Namen raziskave je bil ugotoviti, kako se pri slovenskih učencih in dijakih kažejo razlike v agresivnosti med spoloma in po starosti. Ker strokovna literatura poroča o razlikah med spoloma v smeri večje agresivnosti moškega spola, smo to povezavo predpostavili tudi mi. Pri tem nas je zanimalo, kako se te razlike kažejo v različnih starostnih skupinah ^ ter kako se te različne starostne skupine razlikujejo med seboj v ravni agresivnosti. Raziskava predstavlja celostno analizo, to je analizo razlik po spolu in starosti po posameznih oblikah agresivnosti in je omogočila osnovo za upoštevanje teh razlik v obravnavi agresivnega vedenja v šolah. Ugotovili smo statistično pomemben, a majhen učinek spola na agresivnost in statistično pomemben, zmerno velik učinek starosti na agresivnost. Prav tako smo ugotovili statistično pomembne majhne učinke interakcije spola in starosti na agresivnost. Posebej smo analizirali razlike po spolu in po starosti za vsako od oblik agresivnosti. Pri vseh oblikah agresivnosti (telesna, besedna, notranja in agresivnost do avtoritete) so se pokazale razlike med spoloma pri mlajših učencih in starejših učencih, ne pa tudi pri dijakih. Pri vseh oblikah agresivnosti so bile razlike med spoloma nekoliko bolj očitne pri mlajših učencih v primerjavi z starejšimi. Razlike v agresivnosti so bile torej večje med mlajšimi učenci in učenkami kot pa med starejšimi učenci in učenkami. Učenci so pokazali višje stopnje merjenih oblik agresivnosti kot učenke. Rezultati so skladni z rezultati drugih raziskav na podobnih vzorcih, ki kažejo na pomembne razlike v merjeni agresivnosti med spoloma (Condon idr., 2006; Connor, 2002; Delfos, 2004; Huesmann, 1994; Renfrew, 1997) in tudi z raziskavami na vzorcih # Agresivnost slovenskih učencev in dijakov 25 Tabela 1. Povzetek dvosmerne ANOVE za preverjanje učinkov spola in starosti na različne oblike agresivnosti Vir SS MS df F parcialna n 2 Telesna agresivnost starost 38939,07 19469,54 2 872,07 0,11 spol 3464,57 3464,57 1 155,18 0,01 spol x starost 1532,46 766,23 2 34,32 0,00 napaka 315595,74 22,33 14136 Besedna agresivnost starost 8791,13 4395,56 2 510,26 0,07 spol 422,69 422,69 1 49,07 0,00 spol x starost 437,90 218,95 2 25,42 0,00 napaka 121773,68 8,61 14136 Notranja agresivnost starost 8736,56 4368,28 2 529,50 0,07 spol 1483,78 1483,78 1 179,86 0,01 spol x starost 517,17 258,58 2 31,34 0,00 napaka 116618,57 8,25 14136 Agresivnost do avtoritete starost 7236,13 3618,07 2 409,56 0,06 spol 1294,85 1294,85 1 146,58 0,01 spol x starost 577,41 288,70 2 32,68 0,00 napaka 124876,26 8,83 14136 "Vsa F razmerja so statistično pomembna na ravni p < 0,001. učencev v Sloveniji (Muršič idr., 2010). Z odkritji teh raziskav je skladna tudi smer razlik, to je, da so dečki pokazali višje stopnje agresivnosti v primerjavi z deklicami (Archer, 1991; Campbell in Henry, 1999; Condon idr., 2006). Buss in Perry (1992) sta pri analizah svoje lestvice ugotovila podobne razlike, in sicer pomembne razlike med spoloma v telesni in besedni agresivnosti ter sovražnosti, ne pa v dimenziji jeza. Jeza služi kot osnova agresivnemu vedenju tako pri deklicah kot pri dečkih ali, povedano drugače, dečki in deklice doživljajo jezo v enaki meri, čeprav jo dečki izražajo na način, ki je bolj prepoznan v merah samoocenjevanja. Deklice izražanje jeze bodisi zavrejo ali pa izražajo na druge načine, na primer posredno. Razlike med spoloma so lahko posledica različnih načinov njihove socializacije. Deklice naj bi bile s strani staršev, učiteljev in vrstnikov spodbujane, da svoje težave razrešujejo s pomočjo ponotranjenja in ne pozunanjenja (Connor, 2002). Glede na to, da uporabljena lestvica meri reaktivno agresivnost, katere osnova je jeza, so naši rezultati skladni s teorijo reaktivne in proaktivne agresivnosti. Raziskave (Brendgen idr., 2006) namreč kažejo na pomembne razlike med spoloma v reaktivni agresivnosti. Samoocenjevalne lestvice, torej tudi uporabljena lestvica, merijo večinoma neposredno agresivnost. Neposredna agresivnost je značilnejša za moški spol in tako lahko smer razlik pripišemu sami metodi merjenja. Glede na razvojne teorije agresivnosti neposredne oblike agresivnosti v mladostništvu niso več tako pogoste (Marjanovič Umek in Zupančič, 2004), kar bi lahko pojasnilo odsotnost pomembnih razlik med dijakinjami in dijaki. Možno je, da bi bile razlike med spoloma pomembne, v kolikor bi merili posredno agresivnost, ki je za to obdobje bolj značilna. Razvojni psihologi predpostavljajo celo različne poti agresivnosti za oba spola: nekje do starosti pet let razlik med spoloma ni, kasneje v osnovni šoli v agresivnosti prednjačijo dečki, v mladostništvu in odrasli dobi pa razlike med spoloma izginejo (Archer in Coyne, 2005; Marjanovič Umek in Zupančič, 2004). Podobno je ugotovil tudi Connor (2002), da so razlike med spoloma večje v otroštvu in do odraslosti izzvenijo. Na upad razlik med spoloma s starostjo so pokazali tudi rezultati učencev, saj so razlike med spoloma večje med mlajšimi učenci in učenkami kot pa med starejšimi učenci in učenkami. Iz vsega naštetega se je pokazala potreba po prenosu in vzporedni uporabi merskih pripomočkov, ki bi merili agresivna vedenja, značilnejša za ženski spol in mladostnike, to je posredne oblike agresivnega vedenja tudi v Sloveniji. V tem trenutku za uporabo v šoli mere posredne agresivnosti še niso na voljo. Ugotavljali smo tudi učinek starosti na agresivnost in ugotovili nekoliko večji učinek v primerjavi z učinkom spola. Primerjali smo izraženost posameznih merjenih oblik agresivnosti pri mlajših učencih, starejših učencih in dijakih. Ugotovili smo podobno kot sta ugotovili K. M. J. Lagerspetz in K. Björkqvist (citirano v: Huesmann, 1994), ki sta primerjali različne oblike agresivnost 8-, 11- in 15-letnikov. Ugotovili sta, da so najbolj neporedno agresivni 11-letniki . V naši raziskavi so dijaki izkazali v primerjavi z učenci najvišje stopnje notranje agresivnosti, medtem ko so pri agresivnosti do avtoritete bili med obema skupinama učencev. Agresivnost do avtoritete je bila najvišja pri starejših učencih in najnižja pri mlajših učencih. Ko smo primerjali rezultate učencev (kot predstavnike obdobja srednjega otroštva in zgodnjega # # 26 A. Kozina mladostništva) in dijake (kot predstavnike obdobja poznega mladostništva) so bili ti skladni z rezultati longitudinalnih raziskav, ki kažejo upad agresivnega vedenja od otroštva do mladostništva (Cairns idr., 1989), še posebej pri telesni agresivnosti (Cairns idr., 1989; Nagin in Tremblay, 2001; Romano idr., 2005; Tremblay 2000). Dijaki so namreč kazali nižje stopnje agresivnosti kot učenci, tako mlajši kot starejši. Znotraj skupine učencev nismo opazili tega trenda, tu so namreč starejši učenci izkazali višje stopnje agresivnosti od mlajših učencev. Naša raziskava je primerjala agresivnost učencev v 4. in 8. razredu osnovne šole. Raziskave (Campano in Munakata, 2004), ki so zajele mlajše učence, to je učence v 2. razredu in jih spremljale do 4. razreda, so ob obeh merjenjih agresivnosti ugotovile višje stopnje agresivnosti učencev v 4. razredu. Iz tega lahko sklepamo, da sicer agresivnost v otroštvu narašča, vendar nato upade do obdobja zgodnjega mladostništva. Raziskave, ki smo jih navajali do sedaj, govorijo o splošni agresivnosti ali bolj specifično o telesni agresivnosti. Druge, ki se osredotočajo na besedno in notranjo agresivnost, pa poročajo o porastu te vrste agresivnosti od obdobja otroštva do mladostništva (Romano idr., 2005). To bi lahko pojasnilo razliko med mlajšimi in starejšimi učenci v našem primeru, saj ti učenci prehajajo od otroštva do mladostništva, medtem ko lahko dijake umestimo v pozno mladostništvo ali na začetek prehoda v zgodnjo odraslo dobo. S tem se ujema tudi podatek, da so dijaki kazali višje ravni notranje agresivnosti od učencev. Glede na ta podatek, lahko posredno sklepamo na možnost razvojnega trenda od zunanjih oblik agresivnosti k notranjim. Te ugotovitve bi potrdile stabilnost agresivnosti in torej drugačno izražanje agresivnosti v obdobju poznega mladostništva in zgodnje odrasle dobe in s tem poudarile praktično vrednost spremljanja notranje agresivnosti in njenih posledic, kot je na primer samopoškodovalno vedenje. Te razvojne povezave bi bilo potrebno potrditi z dodatnimi raziskavami, ki bi vključevale vzdolžen raziskovalni načrt. Moramo namreč poudariti, da naši podatki niso omogočali longitudinalnih primerjav in so tako lahko dobljene razlike lahko bile tudi posledica raznovrstnih razlik med kohortama mlajših in starejših učencev ter dijakov in ne nujno zgolj posledica razlik v starosti. Raziskava je podala pomembne ugotovitve o razlikah med spoloma in med različnimi starostnimi skupinami slovenskih učencev in dij akov v agresivnosti. V analize so bili vključeni trije veliki reprezentativni vzorci, kar veča posplošljivost rezultatov. Ker je prispevek vključeval analizo učinkov spola in starosti ter njune interakcije na različne oblike agresivnosti, lahko govorimo o bolj celostni analizi agresivnosti. Z analizo razlik po posameznih oblikah imajo rezultati praktično vrednost predvsem za obravnavo agresivnosti v šolah. Višje stopnje notranje agresivnosti dijakov nas tudi nadalje usmerjajo na obravnavo tovrstnih oblik agresivnosti v srednjih šolah. Dodatno bi bilo smiselno glede na dobljene rezultate preveriti vzorec razlik pri posredni agresivnosti in na ta način tematiko še bolj celostno zajeti. Pri interpretaciji rezultatov pa se moramo zavedati tudi nekaterih omejitev raziskave. Te se v prvi vrsti nanašajo na omejenost reprezentativnosti vzorca dijakov (t.j. vzorec dijakov je reprezentativen za dijake zadnjih letnikov programov splošne mature in ne za vse dijake vseh srednješolskih programov) in odsotnost longitudinalnega raziskovalnega načrta za oceno razvojnih trendov. V nadaljnjem raziskovanju bi bilo v analize smiselno vključiti še druge starostne skupine. Literatura Archer, J. (1991). The influence of testosterone on human aggression. British Journal of Psychology, 82, 1-28. Archer, J. in Coyne, S. M. (2005). An integrated review of indirect, relational, and social aggression. Personality and Social Psychology Review, 9(3), 212-230. Brendgen, M., Vitaro, F., Boivin, M., Dionne, G. in Perusse, D. (2006). Examining genetic and environmental effects on reactive versus proactive aggression. Developmental Psychology, 42(6), 1299-1312. Buss, A. H. in Perry, M. (1992). The Aggression Questionnaire. Journal of Personality and Social Psychology, 63(3), 452-459. Cairns, R. B., Cairns, B. D., Neckerman, H. J., Ferguson, L. L. in Gariepy, J. L. (1989). Growth and aggression: 1. Childhood to early adolescence. Developmental Psychology, 25(2), 320-330. Campano, J. P. in Munakata, T. (2004). Anger and aggression among Filipino students. Adolescence, 39(156), 757-763. Campbell, C. R. in Henry, J. W. (1999). Gender differences in self-attributions: Relationship of gender to attributional consistency, style, and expectations for performance in a college course. Sex Roles, 42(1/2), 95-104. Carr, A. (1998). The handbook of child and adolescent clinical psychology. London: Routledge. Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. Hillsdale, NJ, USA: Lawrence Erlbaum Associates. Condon, L., Morales-Vives, F., Ferrando, P. J. in Vigil-Colet, A. (2006). Sex differences in the full and reduced versions of the aggression questionnaire: A question of differential item functioning? European Journal of Psychological Assessment, 22(2), 92-97. Connor, D. F. (2002). Aggression and antisocial behaviour in children and adolescents: Reserach and treatment. New York, USA: Guilford press. Connor, D. F., Steingard, R. J., Cunningham, J., Andreson, J. J. in Melloni, R. (2004). Proactive and reactive ag- # Agresivnost slovenskih učencev in dijakov 27 gression in referred children and adolescents. American Journal of Orthopsychiatry, 74(2), 136-139. Crick, N. R., Ostrov, J. M. in Werner, N. E. (2006). A longitudinal study of relational aggression, physical aggression, and children's social-psychological adjustment. Journal of Abnormal Child Psychology, 34(2), 127-138. Delfos, M. F. (2004). Children and behavioural problems - anxiety, aggression, depression and ADHD - a bio psychological model with guidelines for diagnostics and treatment. London: Jessica Kingsley Publishers. Ferris, C. F. (1996). Understanding aggressive behaviour in children. New York, USA: The NewYork Academy of Science. Finn, K. V. in Frone, M. R. (2003). Predictors of aggression at school: The effect of alcohol-related alcohol use. NASSP Bulletin, 87(363), 38-54. Fite, P. J., Raine, A., Stouthamer-Loeber, M., Loeber, R. in Pardini, D. A. (2010). Reactive and proactive aggression in adolescent males: Examining differential outcomes 10 years later in early adulthood. Criminal Justice and Behaviour, 37(2), 141-157. Flannery, D. J., Vazsonyi A. T. in Waldman, I. D. (2007). The Cambridge handbook of violent behaviour and aggression. Cambridge, England: Cambridge University Press. Fossati, A., Maffei, C., Acquarini, E. in DiCeglie, A. (2003). Multi group confirmatory component and factor analyses of the Italian version of The Aggression Questionnaire. European Journal of Psychological Assessment, 19(1), 54-65. Hubbert, J. A., McAuliffe, M. D., Morrow, M. T. in Romano, L. J. (2010). Reactive and proactive aggression in childhood and adolescence: Precursors, outcomes, processes, experiences, and measurement. Journal of Personality, 78(1), 95-118. Hudley, C. (1993). Comparing teacher and peer perception of aggression: An ecological approach. Journal of Educational Psychology, 82(2), 377-384. Huesmann, L. R. (1994). Aggressive behaviour - current perspectives. New York & London: Plenum press. Huesmann, L. R., Eron, L. D., Lefkowitz, M. M. in Walder, L. O. (1984). Stability of aggression over time and generations. Developmental Psychology, 20, 1120-1134. Japelj Pavešic, B., Svetlik, K., Kozina, A. in Rožman, M. (2009). Znanje matematike in fizike med maturanti v Sloveniji in po svetu [Matura Students' Math and Physics Achievement in Slovenia and Abroad]. Ljubljana, SLO: Pedagoški inštitut. Japelj Pavešic, B., Svetlik, K., Kozina, A. in Rožman, M. (2008). Matematični dosežki Slovenije v raziskavi TIMSS 2007 [Slovene Math Schievement in TIMSS 2007]. Ljubljana, SLO: Pedagoški inštitut. Kocmur, M. (1999). Nevrotske stresne in somatofor-mne motnje [Neurotic, Stress and Somatic Disturbances]. V M.Tomori in S. Ziherl (ur.), Psihiatrija [Psychiatry](str. 229-258). Ljubljana, SLO: Medicinska fakulteta. Kozina, A. (2012, v recenziji). The LA Aggression Scale for elementary and secondary school students: Examination of psychometric properties of a new multidimensional measure of self reported aggression. Journal of Psychoeducational Assessment. Krall, H. (2003). Mladina in nasilje: teoretične koncepcije in perspektive pedagoškega ravnanja [Youth and Violence: Teoretical Concepts and Educatuonbal Perspectives]. Sodobna pedagogika, 54(2), 10-25. Krug, E. G., Dahlberg, L. L., Mercy, J. A., Zwi, A. B. in Lozano, R. (ur.). (2002). World report on violence and health. Geneva: World Health Organization. Lamovec, T. (1988). Priročnik za psihologijo motivacije in emocij [Manual for the psychology of motiavtion and emotions]. Ljubljana, SLO: Filozofska fakulteta, Oddelek za psihologijo. Lagerspetz, M. J., Bjorqvist, K. in Peltonen, T. (1988). Is indirect aggression typical for females? Gender differences in aggressiveness in 11- to 12-years old children. Aggressive Behaviour, 14, 403-414. Loeber, R. in Hay, D. (1997). Key issues in the development of aggression and violence from childhood to early adulthood. Annual Review of Psychology, 48, 371-410. Marjanovič Umek, L. in Zupančič, M. (2004). Razvojna psihologija [Developmental Psychology]. Ljubljana, SLO: Znanstvenoraziskovalni inštitut Filozofske fakultete. Muršič, M., Milivojevic, Z., Brvar, B., Filipčič, K., Lešnik Muganioni, D. in Pušnik, M. (2010). Znanje o čustvih za manj nasilja v šoli [Emotion Regulation for Less Violence in Schools]. Ljubljana, SLO: Inštitut za kriminologijo. Nagin, D. S. in Tremblay, R. E. (2001). Parental and early childhood predictors of persistent childhood aggression in boys from kindergarten to high school. Archives of General Psychiatry, 58, 389-394. Olweus, D. (1979). Stability of aggression patterns in males: A review. Psychological Bulletin, 86, 852-875. Overton, W. F. (2004). Trajectories of physical aggression from toddlerhood to middle childhood. Oxford, UK: Blackwell Publishing. Poulin, F. in Boivin M. (2000). Reactive and proactive aggression: Evidence of a two-factor model. Psychological Assessment, 12(2), 115-122. Renfrew, J. W. (1997). Aggression and its causes - a bio psychological approach. New York, USA: Oxford University Press. Romano, E., Tremblay, R. E., Boulerice, B. in Swisher R. (2005). Multilevel correlates of childhood physical aggression and pro social behaviour. Journal of Abnormal Child Psychology, 33(5), 565-578. Tremblay, R. E. (2000). The development of aggressive behaviour during childhood: What have we learned in the past century? International Journal of Behavioural Development, 24(2), 129-141. Van Lier, P. A. C. in Crijhen, A. A. M. (2005). Trajectories of peer nominated aggression: risk status, predictors # # 28 A. Kozina and outcomes. Journal of Abnormal Child Psychology, 33(1), 99-112. Vitaro, F., Brendgen, M. in Barker, E. D. (2006). Subtypes of aggressive behaviours: A developmental perspective. International Journal of Behavioural Development, 30(1), 12-19. Wilkowski, B. M. in Robinson, M. D. (2010). The anatomy of anger: An integrative cognitive model of trait anger and reactive aggression. Journal of Personality, 78(1), 9-38. Prispelo: 9.5.2012 Sprejeto: 12.9.2012 # # Psihološka obzorja / Horizons of Psychology, 21, 1, 29-38 (2012) CC = 2223 © Društvo psihologov Slovenije, ISSN 1318-187 UDK = 159.923:159.9.072 Znanstveni raziskovalnoempirični prispevek Construct validity of Croatian version of the Pavlovian Temperament Survey (PTS) Sanja Tatalovic Vorkapic1, Ivana Lucev2 and Meri Tadinac3 'Faculty of Teacher Education, Department of Preschool Education, Rijeka, Croatia 2Institute for Migration and Ethnic Studies, Zagreb, Croatia ^Department of Psychology, University of Zagreb Faculty of Humanities and Social Science, Zagreb, Croatia Abstract: The aim of this study was to examine the construct validity of Pavlovian Temperament Survey (PTS) by determining the relationship between three Strelau's dimensions of temperament (strength of excitation, strength of inhibition, mobility) and basic dimensions of personality as were defined by Eysenck and in the five-factor model of personality. It was expected that strength of excitation and mobility would have significant positive correlations with extraversion and negative correlations with neuroticism, while strength of inhibition would show significant negative correlations with neuroticism. Within two studies (N = 74 female students, M = 22; N = 54 female students, M = 20), Croatian version of PTS, Five-Factor v 1 7 age 7 2 7 age /7 Nonverbal Personality Questionnaire FF-NPQ, and Eysenck's Personality Questionnaire EPQ R/A were used. The reliability coefficients for all three instruments were satisfactory, although not very high. Coefficients of correlation determined in the first study were not entirely in agreement with either theoretical expectations or empirical results of other authors, probably due to small sample size. However, the results of the second study were in accord with the expected pattern of significant correlations and that could be considered an indicator of good construct validity of PTS. Since this was a preliminary study the results provide only a general insight into the research aim, and represent a good starting point for future validation studies of the Croatian version of PTS. Key words: construct validity, Pavlovian Temperament Survey, Five-Factor Nonverbal Personality Questionnaire, Eysenck's Personality questionnaire, students Konstruktna veljavnost hrvaške priredbe Vprašalnika temperamenta po Pavlovu Sanja Tatalovic Vorkapic1, Ivana Lučev2 in Meri Tadinac3 ■Faculty of Teacher Education, Department of Preschool Education, Rijeka, Croatia 2Institute for Migration and Ethnic Studies, Zagreb, Croatia ^Department of Psychology, University of Zagreb Faculty of Humanities and Social Science, Zagreb, Croatia Povzetek: Namen raziskave je bil oceniti konstruktno veljavnost hrvaške različice Vprašalnika temperamenta po Pavlovu (VTP), in sicer s preučitvijo odnosa med tremi dimenzijami temperamenta in dimenzijami osebnosti, kot jih je definiral Eysenck, ter dimenzijah osebnosti po modelu velikih pet. Na osnovi teorije smo pričakovali, da bosta moč ekscitacije in mobilnost imeli pozitivni korelaciji z ekstravertnostjo ter negativne korelacije z nevroticizmom, medtem ko naj bi dosežek na lestvici moč inhibicije negativno koreliral z nevroticizmom. V prvi raziskavi je sodelovalo 74 študentk (povprečna starost je znašala 22 let), v drugi raziskavi pa 54 študentk (povprečna starost je znašala 20 let). Poleg hrvaške različice VTP so udeleženke izpolnile tudi pet-faktorski neverbalni vprašalnik osebnosti (FF-NPQ) ter Eysenckov vprašalnik osebnosti (EPQ-R/A). Zanesljivost lestvic vseh uporabljenih inštrumentov je bila sprejemljiva. Korelacije med dimenzijami temperamenta in osebnosti v prvi raziskavi se v večini primerov niso prilegale teoretsko osnovanim pričakovanjem in rezultatom sorodnih raziskav. Ta rezultat je najverjetneje posledica majhnosti uporabljenega vzorca. V drugi raziskavi je vzorec korelacij ustrezal pričakovanjem, kar kaže na sprejemljivo konstruktno veljavnost hrvaške različice VTP. Pričujoča raziskava je preliminarne narave, zato rezultati predstavljajo zgolj dobro izhodišče za prihodnje validacisjke raziskave hrvašle različice VPT. Ključne beside: konstruktna veljavnost, Vprašalnika temperamenta po Pavlovu, Pet faktorski neverbalni vprašalnik osebnosti, Eysenck vprašalnik osebnosti, študenti *Naslov/Address: Sanja Tatalovic Vorkapic, PhD, Faculty of Teacher Education, Department of Preschool Education, University of Rijeka, Slavka Krautzeka bb, 51000 Rijeka; e-mail: sanjatv@ufri.hr # 30 S. Tatalovic Vorkapic, I. Lučev, and M. Tadinac The Pavlovian Temperament Survey (PTS) was constructed for cross-cultural comparison of the Pavlovian dimensions of temperament and it consists of three subscales: Strength of Excitation (SE), measuring the efficiency in conditions of high levels of stimulation and preference for such situations; Strength of Inhibition (SI), referring to the ability to stop or delay a given behaviour and to refrain from certain behaviours and reactions when required; and Mobility (MO), measuring the ability to quickly and adequately react to changes in the environment (Strelau, 1983). Temperament refers to stylistic, formal behavioural characteristics (such as typical intensity with which individual reacts). These relatively stable individual differences manifest early in life, occur in animals as well as humans and are largely biologically determined. Majority of authors agree that temperament can be mostly attributed to genetic factors (see Buss & Plomin, 1984; Strelau, 1983; Zuckerman, 1991). Temperament traits are considered universal for all human beings regardless of their specific cultural environment (Strelau, Angleitner, & Newberry, 1999). However, behaviours in which these dimensions manifest can be, and indeed often are somewhat culturally specific. Cross-cultural studies in psychology often encompass two basic goals: describing specificity of psychological phenomena or behaviour depending on the cultural conditions (the emic approach) and determining similarities of psychological phenomena in different cultures (the etic approach). In order to obtain valid measures of universal temperament dimensions that would include items that refer to behaviours relevant for expression of temperament traits in particular language and culture, Strelau and his colleagues (1999) devised specific process for construction of different language versions of Pavlovian temperament survey. Definitional components that refer to different aspects of the three PTS scales were determined: 7 for SE (such as "The individual is prone to undertake activity under highly stimulating conditions" and "Under conditions of high stimulative value, the individuals performance does not decrease significantly") and 5 each for SI ("The individual easily refrains from behaviour which for social reasons is not expected or desired" and "If circumstances require, the individual is able to delay his/her reaction to acting stimuli"), and MO scale ("The individual reacts adequately to unexpected changes in the environment", "The individual prefers situations which require him/her to perform different activities simultaneously"). These definitional components were starting point for generating universal pool of items. For each new language version of PTS universal item pool of 252 items is translated and administered to a sufficiently large sample of participants (N > 400). Then items that most coherently represent PTS dimensions are selected for the final version. The etic approach reflects in universal facets of scales and universal item pool which presents a basis for all versions of PTS, while process of selecting items that are the most representative for universal temperament dimensions in a given culture comprises the emic approach. Croatian version of the PTS was constructed in 2002 (Lučev, Tadinac-Babic, & Tatalovic, 2002). It consists of 69 items (23 for each dimension) and represents all of the defining components of the PTS. Total of 414 participants (134 males and 280 females), students of Universities in Zagreb and Rijeka, their family and friends were included in the construction sample. Age span of participants was between 16 and 85 (M = 22). Validation sample consisted of 101 male and 362 female university and high school students from Zagreb and Rijeka, 17-26 years old (M = 18) (Lučev, Tadinac, & Tatalovic Vorkapic, 2006). Cronbach a coefficients determined in the construction and validation study were aSE = .87, aSI = .81, aMO = .88, and aSE = .80, aSI = .79, aMO = .83, respectively (Lučev et al., 2002; Lučev et al., 2006). Reliability of PTS scales determined in other studies with Croatian samples was also acceptable, Cronbach a coefficients were all over .75 (see Table 1), which is considered acceptable by most authors (DeVellis, 1991; Nunnally, 1978) and in the range of values attained for other language versions of the inventory (Strelau et al., 1999). In the validation study, factor analysis on the defining components of the PTS was conducted. The factor structure was comparable to those established for other versions of PTS (Bodunov, 1993) and in accordance with the theoretical concept: three oblique factors that could be interpreted as SE, SI and MO (Lučev at al., 2006). As can be expected from Pavlov's theoretical assumptions as well as empirical studies with earlier version of inventory (STI) (Strelau, Angleitner, Bantelmann, & Ruch, 1990) and other language versions of PTS (Newberry et al., 1997; Strelau et al., 1999), scales of Croatian version of the PTS were not orthogonal. Statistically significant correlations between PTS dimensions were found on construction and validation samples (Table 1), as well as other studies that included Croatian version of the Pavlovian temperament survey (Čekolj, 2007; Lučev, 2007). Since different language versions of PTS vary in number of items that comprise the scales, it is not possible to directly compare results on different PTS versions. In order to compare results, scores are expressed as average per-item responses on a 4 point rating scale. Again, average scores of Croatian participants on scales of PTS (Table 1) are comparable to values obtained on construction samples for other # Croatian version of the Pavlovian Temperament Survey 31 Table 1. Standardized means and standard deviations for PTS scales and correlations between PTS scales obtained on different Croatian samples Correlations between scales N Subscales M SD a r SE-SI r SE-MO r SI-MO Construction sample SE 2.38 0.40 .87 (Lucev et al, 2002) 414 SI MO 2.79 2.72 0.34 0.41 .81 .88 .27** .67** .21** Validation sample 463 SE 2.42 0.35 .80 (Lucev et al, 2006) SI MO 2.71 2.79 0.36 0.38 .79 .83 .30** .58** .25** Lucev, 2007 252 SE 2.53 0.42 .87 SI 2.82 0.33 .76 .13* .67** .07 MO 2.76 0.42 .88 Cekolj, 2007 332 SE 2.51 0.39 .83 SI 2.78 0.34 .77 .22** .64** .26** MO 2.74 0.39 .84 Note: SE = Strength of Excitation; SI = Strength of inhibition; MO = Mobility * p < 05, ** p < 01 17 language versions: mean results varied from 2.23 to 2.86 for SE, from 2.08 to 3.03 for SI and from 2.21 to 2.99 for MO scale (Bucik, 2002; Newberry et al., 1997; Strelau et al., 1999). One of the main issues with cross-cultural studies on personality and temperament concerns the equivalence of the constructs measured in different cultures (Strelau & Angleitner, 1994). Similar psychometric properties that are found for different language versions of PTS and comparable correlations between scales indicate that parallel versions of PTS measure universal temperamental traits the way original authors of this instrument intended. The aim of this study was to examine the construct validity of PTS. An instrument with good construct validity represents a successful operationalization of the theoretical constructs it purportedly measures. If the obtained correlations with other instruments (that are supposed to measure similar or different constructs) fit the expected pattern and are in agreement with the theoretical assumptions, it is considered evidence of the construct validity of the instrument in question. Information about construct validity was gathered for many different language versions of PTS. Since Strength of Excitation refers to the ability of nervous system to withstand high levels of stimulation and preference for such situations, it was logical to expect that people with pronounced extraversion who are talkative, assertive and energetic will also have higher levels of SE. This assumption was confirmed in many studies and with different measures of SE (STI, PTS) and Extraversion (EPQ-R, NEO-FFI, NEO-P, NEO-P-R) (Strelau et al., 1999). Significant positive correlations between MO and E were also found by different authors (Angleitner & Ostendorf, 1994; Strelau et al., 1999). Mobility includes subscales that refer to behaviour under changing conditions and preference for situations that demand performing different activities simultaneously, which are behaviours characteristically present in extraverts, due to their tendency to seek higher levels of excitement. As for the Strength of Inhibition, one study found a weak, but significant positive correlation between SI and Extraversion (Strelau et al., 1990). However, the interpretation of this relation remains unclear. In the meta-analysis of six studies by Strelau and his colleagues (1999) it was determined that average correlation between SI and E was not statistically significant. Neuroticism refers to emotional instability, and one of the facets of SE relates to negative emotions: performance of activity under social and/or physical load is not evoking emotional disturbances. According to Pavlov, weak nervous system with low SE and SI typically exhibits fearfulness, which is a type of behaviour encompassed in Neuroticism (Ruch, 1992). Therefore, it is not surprising that significant negative correlations were found between Neuroticism and SE, as well as between Neuroticism and MO (Angleitner & Ostendorf, 1994; Strelau et al., 1999), the last one probably due to high and significant correlations consistently established between SE and MO (Cekolj, 2007; Lucev et al. 2002; Lucev et al., 2006; Strelau et al., 1999). Somewhat lower but still statistically significant negative correlations were found between Neuroticism and SI on various samples (Strelau et al., 1999). This could also be explained by Pavlov's conception of weak nervous system type which, as it is dominated by fear, facilitates development of neurotic behaviour. High levels of Psychoticism, as measured by EPQ-R, # 32 S. Tatalovic Vorkapic, I. Lučev, and M. Tadinac imply poorer impulse control, and hence this trait could be expected to negatively correlate with SI, i.e. the ability to control one's behaviour. This was confirmed by the meta-analysis of eight different studies: P was significantly, although weakly, negatively related to SI, the average correlation being r = -.18 (Strelau et al., 1999). It is harder to speculate on relationship of Psychoticism with the other two PTS scales, although significant positive correlations between SE and P were found in some empirical studies, with average correlation of r = .17 reported by Strelau and his colleagues (1999). Correlations between MO and P were not statistically significant (Strelau et al., 1999). Eysenck (1994) asserted that Agreeableness and Conscientiousness, as measured by NEO inventories, are in fact components of Psychoticism. If that was indeed so, we could expect these two dimensions to show significant correlations with SI, as Psychoticism does, but in opposite direction. Amelang and Borkenau (1982) suggested that Conscientiousness (C) was a measure of impulse control, in which case we could also expect significant correlations with SI. On the other hand, if we consider Conscientiousness as a will-to-achieve factor, as proposed by Digman and Takemoto-Chock (1981), we could expect C to significantly correlate with SE and MO. Conscientiousness, as measured by NEO inventories, refers to both impulse control and will-to-achieve, hence positive correlations with all three Pavlovian dimensions can be expected. According to Strelau and colleagues (1999) meta-analysis, Openness to experience and Conscientiousness are unrelated or only weakly positively related to SE, SI and MO (average correlation ranging from r = .04 to r = .22), while Agreeableness has somewhat higher positive correlation with SI (r = .33). In the study with the Croatian version of PTS, on a sample of 332 adult participants, Pavlovian scales were related to EPQ dimensions. Extraversion was in significant positive correlations with SE (r = .35) and MO (r = .56); Neuroticism was significantly negatively correlated with all three temperament dimensions: r = -.44 with SE, r = -.31 with SI and r = -.37 with MO; while Psychoticism was significantly correlated with SE (r = .18) and SI (r = -.20) (Čekolj, 2007). These findings are completely in accordance with both theoretical expectations and the results of earlier studies. In this study, we decided to examine the construct validity of Croatian PTS scales by relating them to basic dimensions of personality as defined by Eysenck (E, P, N, L) and in the five-factor model of personality (e, N, C, A, O). It was expected that SE and MO would have significant positive correlations with Extraversion and negative correlations with Neuroticism, while SI would have a significant negative correlation with Neuroticism. Eysencks' Psychoticism should be in weak negative correlations with SI, while other three scales of NEO inventory should be weakly, if at all, correlated with PTS scales. Furthermore, we expect that scales of PTS will be in statistically significant inter correlations, while levels of reliability and mean results will be in the range of results attained in previous studies with different language versions of PTS. Method Participants First study was conducted on a convenience sample of 74 female students from various departments of University in Rijeka (Faculty of Teacher Education, Psychology, Languages, Mathematics, Physics, Information Technology), with average age of 22. Second study included a sample of 54 female psychology students, with average age of 20, recruited from the other study. Instruments In the first study, Pavlovian temperament dimensions were assessed with Croatian version of PTS (Lučev et al., 2002), while five basic dimensions of personality were measured by Five-Factor Nonverbal Personality Questionnaire, FF-NPQ (Paunonen, Ashton, & Jackson, 2001), i.e. its Croatian adaptation (Tatalovic Vorkapic, Lučev, & Morosini Turčinovic, 2007). As was described earlier, 69-item PTS measures three central nervous system (CNS) dimensions. Typical item of the Strength of excitation subscale is: "I like very demanding jobs"; for Strength of inhibition subscale: "I can hide my anger if needed"; and for Mobility subscale: "When my job changes, I'm quick to adjust". Subjects rated their agreement with the PTS-items using Likert's 5-point scale (from 1 - totally disagree to 5 - totally agree). The FF-NPQ consists of 60 nonverbal items presented as illustrations in Picture Booklet (for more details see Tatalovic Vorkapic et al., 2007). It measures five factors, each with 12 items: Extraversion, Agreeableness, Conscientiousness, Openness to experience, and Neuroticism. All subjects were instructed to look at each illustration and to rate the likelihood of engaging in the type of behaviour shown at the picture. Seven-point Likert scale was used for ratings (ranging from 1 - extremely unlikely that I would to perform this type of behaviour to 7 -extremely likely that I would to perform this type of behaviour). In the second study subjects completed PTS as well as EPQ R/A, which measures personality dimensions as defined in Eysenck's theory (Eysenck & Eysenck, 1994). Eysenck's Personality Questionnaire - Revised # Croatian version of the Pavlovian Temperament Survey 33 version is used to measure the levels of extraversion, neuroticism, psychoticism and social desirability. This instrument consists of 106 items: 23 items in the Extraversion subscale (item example: "Do you have many friends?"); 32 items in the Psychoticism subscale (item example: "Do you enjoy to insult people who you love?"); 24 items comprising the Neuroticism subscale (item example: "Have you often felt guilty?"); and 21 items that make up the Social conformity subscale (item example: "Have you ever damaged or lost others stuff?"). Participants answered to EPQ-R items with YES or NO. Sum of answers on each EPQ-subscale indicate the position of the individual on the corresponding personality dimension. Procedure Participants were approached during their usual classes and they were familiar with the aim of this study, i.e. the validation of different personality dimensions questionnaires. All subjects participated voluntarily and they received course credit. Students were asked to complete the questionnaires answering sincerely and informed that the data will be used in research purposes only. Since both studies included convenience samples, only female subjects participated, homogenous by age and study programs, as well as their academic interests. Considering that, it is important to notice that this validation study has significant limitations and its findings need to be further verified. In addition, data from the second study was collected as a part of study on relationship between evoked potentials and questionnaire measures of personality and temperament. Therefore, data presented in this report are the result of the first study that examined construct validity of PTS in Croatia and should be considered an interesting starting point for the future relevant studies in this field. Results Descriptive statistics Reliability coefficients for all three instruments used in this research were satisfactory, although not very high. Cronbach alpha reliability coefficients (and their lower bounds of 95% confidence interval) for PTS scales in the first study were a = .82 (.77) for SE, a = .66 (.56) for SI and a = .78 (.72) for MO scale, while the coefficients determined in the second study were a = .86 (.81) for SE, a = .78 (.70) for SI and a = .89 (.85) for MO scale. Except for reliability for SI and MO scale found in first study, values were in the range of findings reported for 16 different language versions of PTS (Strelau et al., 1999). According to Nunnally and Bernstein (1994) satisfactory level of reliability for instruments used in early stages of construct validation research is about .70 or higher, while they consider increasing reliabilities much beyond .80 is a waste of time with instruments used for basic research. Therefore, all of the reliability coefficients (and their assessed lower bounds) determined for instruments used in the two studies were adequate except for reliability of SI scale found in the first study which was somewhat lower. Strelau and his colleagues (1999) reported lower average reliability, as well as larger variance in values of reliability coefficients for different language versions of SI scale, and Strelau suggested this could be explained by the fact that SI scale was more saturated by cultural factors than MO or SE. Some of the items that indicate low levels of SI might be under greater influence of social desirability than others. For instance, admitting to "It is hard for me to control my curiosity when I have the chance to look at someone else's things or notes" is probably less desirable than agree with statement "It is difficult for me to interrupt Table 2. Descriptives for PTS subscales (SE = Strenght of excitation, SI = Strenght of inhibition, MO = Mobility) and FF-NPQ subscales (Extraversion, Agreeableness, Consciousness, Openness, Neuroticism) in the first study Subscales M (M per item) SD Total range Skewness coefficients and their SEs Kurtosis coefficients and their SEs SE 55.37 (2.41) 7.89 38-76 .29 (.30) -.11 (.59) CO fcr si Ph 63.58 (2.76) 5.91 48-79 .26 (.30) .36 (.59) MO 60.31 (2.62) 6.78 48-77 .48 (.29) -.29 (.57) O I d-Ü- E A C O N 48.18 67.88 54.52 59.44 47.09 9.64 8.65 9.55 9.50 9.70 26-69 46-83 31-82 38-81 22-72 .09 (.28) -.52 (.28) .07 (.28) .22 (.28) -.57 (.28) -.59 (.55) -.03 (.55) .50 (.55) .01 (.55) .62 (.55) # 34 S. Tatalovic Vorkapic, I. Lučev, and M. Tadinac Table 3. Descriptives for PTS subscales (SE = Strength of excitation, SI = Strength of inhibition, MO = Mobility) and EPQ-R/A subscales (Extraversion, Neuroticism, Psychoticism and Social Desirability) in the second study Subscales M (M per item) SD Total range Skewness coefficients and their SEs Kurtosis coefficients and their SEs PTS SE 53.82 (2.34) 8.75 34-72 .16 (.32) -.62 (.64) SI 65.06 (2.83) 6.92 50-82 .42 (.32) .02 (.64) MO 66.24 (2.88) 9.41 45-89 .34 (.32) .09 (.64) 300 dpi) naj bodo shranjene v kar najboljši kvaliteti grafičnega formata JPG, TIF ali PNG. Sheme in diagrami naj bodo iz izvornega programa prilepljene v datoteko kot predmet, izjemoma kot slike navedenih grafičnih formatov z visoko ločljivostjo. V primeru posebnih zahtev (npr. pri uporabi manj običajnih programov za generiranje slik ali če se določene slike ne da izdelati računalniško), naj se avtorji o načinu priprave slik predhodno posvetujejo s tehničnim urednikom revije (e-naslov: luka.komidar@ff.uni-lj.si). Tabele naj bodo natipkane z enojnim razmikom. Nad tabelo naj bo (v datoteki s tabelaričnimi in slikovnimi prikazi) izpisana zaporedna številka tabele in za piko njen naslov (npr. Tabela 1. Korelacije med ...). Tabela mora biti informativna brez posebnega sklicevanja na besedilo, torej opremljena s potrebnimi informacijami in po potrebi z opombami. Avtorji se v besedilu sklicujejo na sliko ali tabelo (npr. z # Za druge vrste sestavkov se ta struktura ustrezno in smiselno prilagodi. Oblikovni izgled # 76 Navodila za avtorje 'glej sliko 1', 'v tabeli 2' ...), saj prikaz ne bo nujno na mestu, ki ga je predvidel avtor. V poglavju o rezultatih naj bo isti podatek vedno prikazan le enkrat. Avtorji naj se odločijo, kateri način (slika, tabela ali prikaz v vezanem besedilu) je najbolj primeren in informativen. Opombe pod črto naj bodo vključene v prispevek le izjemoma. Citiranje, literatura Uporabljene reference drugih avtorjev naj bodo v besedilu citirane po harvardskem sistemu: npr. Rostohar (1952) ali (Rostohar, 1952). Kadar je citiranih več avtorjev, so navedeni v abecednem redu, npr. (Bujas, 1953; Rostohar, 1952; Trstenjak, 1953). Citati posameznih referenc so ločeni s podpičjem, npr. (Petrič, 1970; Petrovič, 1969). Kadar sta citirano delo napisala dva avtorja, se ves čas v prispevku navaja priimka obeh avtorjev (npr. Schutz in Gessaroli, 1993). Kadar so citirano delo napisali trije, štirje ali pet avtorjev, so pri prvem citiranju vedno navedena imena vseh soavtorjev, npr. (Toličič, Šebek, Pečjak in Zorman, 1957), pri morebitnih naslednjih citatih pa le ime prvega avtorja, za druge pa je dodano le "idr."; drugi citat bi se tako glasil (Toličič idr., 1957). Kadar je citirano delo napisalo šest avtorjev ali več, se v vsem prispevku navaja le ime prvega avtorja in doda "idr.". Kadar je citiranih več del istega avtorja, napisanih v istem letu, so letnicam dodane male črke po abecednem redu, npr. (Peršič, 1968a, 1968b). V seznamu literature na koncu prispevka so navedena po abecednem redu avtorjev (in brez zaporednih številk) vsa v besedilu citirana dela (in samo ta). Celoten seznam literature mora biti napisan v skladu z APA standardi citiranja. Pri navedbi vira so vedno izpisana imena vseh avtorjev prispevka, ne glede na to, koliko jih je. Navedki prispevkov v revijah morajo vsebovati priimek avtorjev, začetnice imena, leto izdaje, naslov prispevka, polno (neokrajšano) ime revije (v poševnem tisku), letnik (v poševnem tisku), če se v vsakem zvezku znotraj istega letnika število strani začne z 1, tudi številko zvezka (v oklepaju, stičnim z letnikom, v navadnem tisku), in navedbo strani, na katerih je natisnjen prispevek (pri tem uporabljamo pomišljaj -, ne vezaj -). Paziti je potrebno na ločila, ki ločijo posamezne enote navedka. Primer navedbe: Plomin, R. in Caspi, A. (1998). DNA and personality. European Journal of Personality, 12, 387-407. Navedba avtorske knjige vsebuje priimek avtorjev, začetnice imena, leto izdaje, naslov knjige (v poševnem tisku), kraj izdaje in založbo. Primer navedbe: Lazarus, R. S. (1991). Emotion and adaptation. Oxford: Oxford University Press. Navedba poglavja avtorja v knjigi z urednikom vsebuje priimek avtorjev, začetnice imena, leto izdaje, naslov poglavja v knjigi, začetnice imena ter priimek urednikov, označbo, da gre za urednike, naslov knjige (v poševnem tisku), strani, na katerih je natisnjeno poglavje, kraj izdaje in založbo. Primer navedbe: Schutz, R. W. in Gessaroli, M. E. (1993). Use, misuse and disuse of psychometrics in sport psychology research. V R. N. Singer, M. Murphey in L. K. Tennant (ur.), Handbook of research in sport psychology (str. 901-917). New York: Macmillan. Vsaka navedba prispevka, katerega naslov ni v angleščini, mora imeti v seznamu referenc v oglatem oklepaju (v enakem tisku kot naslov prispevka) dodan tudi angleški prevod naslova prispevka. Primera navedbe: Pogačnik, V. (1995). Pojmovanje inteligentnosti [Conceptions of intelligence]. Radovljica: Didakta. Tušak, M. (1998). Barvne preference, simbolika barv in osebnost [Colour preferences, colour symbolism and personality]. Psihološka obzorja, 7(4), 67-79. Oddajanje prispevkov Avtorji besedilo in druge dele prispevka pripravijo v elektronski obliki. Datoteke, ki naj bodo poimenovane s priimkom prvega avtorja in dodano specifično oznako (npr. novak-besedilo.doc; novak-tabeleslike.doc), avtorji pošljejo glavnemu in odgovornemu uredniku na elektronski naslov luka.komidar@ff.uni-lj.si. Ob prvem pošiljanju prispevka avtorji pripravijo dodatno datoteko (npr. novak-kontaktnipodatki.doc) z osnovnimi podatki o prispevku in avtorjih: izpišejo naslov prispevka, ime in priimek avtorjev, strokovne nazive, ime inštitucije, v kateri so zaposleni (v slovenščini in angleščini), in natančen naslov tistega avtorja, s katerim bo uredništvo revije komuniciralo (tudi elektronski naslov, številko telefona in, če je možno, telefaksa ter URL naslov). Če bo potrebno (npr. v primeru, da prispevek vsebuje veliko simbolov, ki jih računalniki recenzentov ne bi ustrezno interpretirali, ali v primeru, da recenzenti želijo pregledovati natisnjeno obliko prispevka), bo urednik naknadno zaprosil še za natisnjeno obliko prispevka. Po končanem redakcijskem postopku in strokovnih recenzijah bo avtor prejel recenziji prispevka in kratko mnenje urednika glede sprejetja besedila v objavo. V primeru, da je prispevek sprejet v objavo, avtorji upoštevajo vse prejete pripombe, popravke in sugestije ter pripravijo končno verzijo prispevka. V končni verziji naj bo prva stran besedila takoj za naslovom prispevka dopolnjena še z imenom in priimkom avtorjev, imenom in krajem inštitucije, kontaktnimi podatki in morebitnimi dodatnimi informacijami o financerju študije, o tem, da je bil prispevek predstavljen na kakšnem od kongresov, ali zahvalo. Za angleškim naslovom naj bodo dodani imena in priimki avtorjev ter ime, kraj in država njihovih institucij v angleščini. Avtorji tudi končno verzijo prispevka oddajo glavnemu in odgovornemu uredniku v elektronski obliki. Če je potrebno, natisnejo en izvod prispevka in ga pošljejo na naslov urednika (v tem primeru bodo tipkopis in slike mesec dni po objavi uničeni, če avtorji ne bodo posebej pisno zahtevali vrnitve originalnih gradiv). Zaključne opombe Poslana končna verzija rokopisa pomeni tudi potrditev avtorjev, da prispevek v enaki ali podobni obliki ni bil objavljen v kateri drugi domači ali tuji publikaciji in da tudi v bodoče ne bo brez poprejšnjega soglasja izdajatelja Psiholoških obzorij. S spletnih strani http://psy. ff.uni-lj.si/iGuests/Obzorja/Avtorjem/avtorjem.html avtorji natisnejo, izpolnijo in podpišejo Obrazec za odstop avtorskih pravic ter ga po navadni pošti pošljejo uredniku. Uredniški odbor, uredniški svet ter izdajatelj ne prevzemata odgovornosti za strokovna mnenja in trditve oziroma zaključke, ki so jih podali avtorji v posameznih prispevkih. # Instructions for authors 77 Instructions for Authors Papers should be written either in Slovenian or English language (occasionally, the Scientific Board might also accept for publication papers in other languages). Scientific and technical papers should be written in economic, intelligible, clear and concise style. An empirical paper should report original research, presenting all the standard elements of scientific investigation (introduction, method — including participants, instruments and procedure - results, discussion, references). A theoretic paper is expected to examine in detail and critically analyse selected models and/or theories, and empirical data are described only if they are directly related to the theory. A review paper is expected to evaluate previously published work and it is typically composed of the following sections: problem definition, summary of previous research, explanation of subject matter inter-relations, contradictions, problems, and suggestions for further research. Meta-analytic study is a particular type of article, based on the established meta-analysis methodology, comparing different empirical investigations addressing a common problem. The manuscript must contain the English and Slovenian version of the title, keywords (about five, defining the contents) and abstract in up to 300 words (the authors that do not speak Slovene should ask the Editor for help). If the paper is written in some other world language, the title, keywords, and abstract must be provided in that language in addition to the English and Slovenian version. A typical empirical paper should be written in accordance with the following guidelines: 4. 5. Introduction should not be too extensive, yet it should provide the necessary conceptual framework. The problem should be clearly and consistently defined, following logically from the introduction. It should be of sufficient relevance and novelty, whereby the new dilemmas opened should be emphasised. Research hypotheses and variables of interest should be concisely defined; the observation and measurement procedures should be precisely described. A short but accurate description of psychological instruments applied and of the methodology in general (research design, selection of participants) is mandatory. Application of statistical techniques should be described in sufficient detail. The tables and figures may only contain essential information (if necessary, details can be presented separately in appendix). Discussion and interpretation of the findings should refer to the established concepts and theories, regardless of whether they are supported by the findings or not. The Editorial and Scientific Board assume no responsibility for the expert opinions, claims, and conclusions stated by the authors in their papers. Technical Aspects of Manuscript Preparation The manuscripts should be prepared in accordance with the APA Publication Manual (Fifth Edition, 2001). Each manuscript, meeting the technical standards and falling within the aims and scope of the journal, will be subject to double-blind review by two reviewers. The manuscript must be typeset in a standard font (Times Roman, Arial, Helvetica, or Courier, 12 pt size), with left justification and double spacing. Titles and subtitles must be clearly indicated and pages must be numbered (no other header/footer information is allowed). The paragraphs must not be indented and they must be separated by a blank line. The paper should normally not exceed 32 standard pages (32 rows by 60 characters) in length. The main text, without author(s) name(s) and institution(s), should be saved in a .doc or .rtf file (e.g., in MS Word - if non-Windows software is used, the author must perform the necessary conversion to assure seamless operation on the Windows platform). Tables and figures should not be included in the text (but indicate their position). They should be added as separate files in a standard graphics format (EPS, JPG, PDF, PS, BMP, GIF, TIF etc.). Another separate file must be added containing the basic information on the paper - name(s) of the author(s), title(s), institution(s), title of the paper and exact address of the author the Editorial Board will contact for further correspondence (including telephone number, fax number, e-mail address, home page URL if possible etc.). The files should be named by the first author's surname and a short description of the file (e.g. socan-text.doc, socan-figure1.jpg, socan-about_authors.doc). All the files should be sent by e-mail to luka.komidar@ff.uni-lj.si. On request, the printed version (three copies) of the manuscript should be sent to Editor-in-Chief. Each table and/or figure with the proper caption should be provided on a separate sheet. Provide figures in camera-ready format without excessively small details. The manuscript will be destroyed one month after publication unless the author submits a request in writing for the originals to be returned to her/him. After editorial consideration and review process a copy of the manuscript will be returned to the author together with the two reviews and editorial opinion on acceptability. In case the manuscript is accepted for publication, the author must take into account all the suggestions (including language and style changes) while preparing the final version. For all other aspects of the final version the instructions for the initial version apply, except that the authors' names and institutions should be added into the text and contact information should be added in a footnote. Additional information on funding and/or congress presentation and acknowledgements should be entered in a footnote, which will be attached to the paper's title. Submission of the final version implies author's declaration that the paper has not been published in any other Slovenian or foreign publication in its present (or similar) form. At the same time it implies author's consent that the paper or its parts can only be reproduced in any other publication by permission of the publisher of the Horizons of Psychology. The 'Consent to Publish & Transfer of Copyright' form available at http://psy.ff.uni-lj.si/iGuests/Obzorja/Instructions/instructions.html should be printed, signed and posted to Editor-in-Chief. For any additional correspondence please make use of e-mail (luka.komidar@ff.uni-lj.si). 3 #