Strona główna

1charakter. JakośĆ osobowego działania w podejściu teoretycznym I empirycznym pod red. Zenona uchnasta (s. 207 -227)


Pobieranie 425.56 Kb.
Strona1/5
Data19.06.2016
Rozmiar425.56 Kb.
  1   2   3   4   5
1CHARAKTER. JAKOŚĆ OSOBOWEGO DZIAŁANIA W PODEJŚCIU TEORETYCZNYM I EMPIRYCZNYM

POD RED. ZENONA UCHNASTA (s. 207 -227)

TN KUL Lublin 2013
ISBN 978-83-7306-638-0

Elżbieta Januszewska

Andrzej Januszewski
Struktura i typy charakteru młodzieży

a zdrowie bio-psychiczne

i powodzenie w nauce
Wprowadzenie
Główną tezą psychobiologicznej koncepcja osobowości R. C. Cloningera (1994a, 1994b, 1997) są współdziałające ze sobą struktury temperamentu i charakteru, z których pierwsza w znacznym zakresie jest tłumaczona wpływem czynnika genetycznego, druga – efektem społeczno-kulturowego uczenia i wychowania. Jak relacjonuje E. Hornowska (2003, s.10-12) w modelu osobowości proponowanym przez R. C. Cloningera - tempera­ment jest rozumiany jako indywidualny zestaw reakcji emo­cjonalnych i umiejętności, przejawianych na bodźce z otaczającego środowiska. Ludzie różnią się między sobą w wyniku drob­nych różnic w budowie i połączeniach w obrębie struktur mó­zgowych, takich jak jądra migdałowate, podwzgórze, prążkowie i struktury układu limbicznego, w następstwie czego zróżnicowane u ludzi jest funkcjonowanie pamięci proceduralnej. Zakresowo pamięć proceduralna sięga prostych, nieświadomych funkcji poznawczych bazujących na warunkowaniu nawyków, a te z kolei wykorzystują presemantyczne procesy, dzięki którym dochodzi do kodowania konkretnych wizualno-przestrzennych informacji i powiązanych z nimi stanów afektywnych. Różnice genetyczne wyrażają się także poprzez modulujący wpływ systemu neurotransmiterów na ekspresję określonych cech osobowości. Wpływ ten interpretowany jest jednak fenotypowo, a nie genotypowo. Genotyp, źródłowo może być taki sam, ale fenotyp ujawnia obserwowalne różnice jako pochodne interakcji między genem a specyficznym środowiskiem. Z kolei właściwości osobowości nabywane w trakcie rozwoju ontogenetycznego, w tym postrzeganie własnej osoby, także własnych celów i wartości – są określane mianem charakteru, którego biologicznego podłoża należy upatrywać w połączeniach neuronalnych tworzonych w obrębie hipokampa i kory nowej. Tworzenie specyficznych połączeń jest wynikiem wpływu świadomych procesów psychobiologicznych związanych z uczeniem się i wychowaniem. Procesy te, bazując na pamięci deklaratywnej, są efektem wolicjonalnego uczenia się, w którym uczestniczą wyższe procesy poznawcze rejestrujące wydarzenia i fakty w postaci pojęć, a ogólniej symboli abstrakcyjnych mających jednak konkretne znaczenia. Pojęcia i symbole są ze sobą funkcjonalnie powiązane, stanowią przejaw świadomie nabytej wiedzy i mogą być świadomie werbalizowane (por. Cloninger, Svrakic i Przybeck, 1993; por. Strelau, 2002). Do oceny charakteru przy użyciu TCI (Temperament and Character Inventory) służą trzy wymiary osobowości: samokierowanie, skłonność do współpracy oraz zdolność do autotranscendencji (szerzej nt. cyt. konc. charakteru – por. Uchnast, 2013).
Metodologiczne podstawy badań

Przyjmując tezę, iż charakter jest wewnętrzną zasadą organizacji i dlatego zasadne w jego badaniu jest podejście strukturalistyczne, postanowiono - sięgając do technik modelowania strukturalnego (w tym przypadku konfirmacyjnej analizy czynnikowej - CFA) – porównać z efektem źródłowego ustalenia metodą eksploracyjnej analizy czynnikowej (EFA), tj. czynniki i skale charakteru wyodrębnione przez Autorów TCI. CFA ma znaczącą przewagą merytoryczną i formalną (por. Bollen, 1989; por. Brown, 2006; por. Januszewski, 2012). Jest np. metodą typu dedukcyjnego (a nie indukcyjnego), umożliwia weryfikację samego konstruktu teoretycznego, a także optymalizację założeń teorii, na bazie której został on wygenerowany. Warto również podkreślić fakt, że stosowanie CFA jest próbą spełnienia klasycznego postulatu L. Cronbacha i P. Meehla (1955 s. 283), aby przedmiotem badania uczynić „konstrukty”, tzn. pewne postulowane cechy ludzi, znajdujące odbicie w wykonaniu testu, co koresponduje z problemem trafności teoretycznej, tj. stopniem, w jakim test mierzy określony konstrukt teoretyczny czy cechę jako latentną zmienną psychologiczną, porównywalną także z konstruktem osobistym (ang. personal constructs) w rozumieniu G. A. Kelly’ego (1955, 1970).

Przedmiotem analiz, które przedstawiamy w tym artykule są: (1) próba znalezienia odpowiedzi na pytanie – czy sferę charakteru (którą na podstawie teoretyczno-empirycznych eksploracji proponują R. C. Cloninger i współpracownicy) można określić w zwartym i trafnym modelu teoretycznym?; (2) a jeśli tak, to czy model „sfery charakteru” może stać się użytecznym narzędziem eksplanacji i predykcji dla innych zmiennych psychologicznych? W odpowiedzi na drugie pytanie badawcze zostaną przedstawione wyniki badań odnoszące się do badania związku sfery charakteru z wskaźnikami zdrowia psychicznego, somatycznego i powodzenia w nauce szkolnej.
Konfirmacja modelu charakteru
Analizy przedstawione w tym paragrafie posłużą jako podstawa do udzielenia odpowiedzi na pytanie – Czy odwołując się do kryteriów i klasycznych założeń SEM - możliwe jest empiryczne potwierdzenie konstruktu teoretycznego struktury charakteru1, którego postać autorzy TCI (Cloninger i wsp., 1994) przedstawili na podstawie danych opracowanych procedurą eksploracyjnej analizy czynnikowej?

Podstawą do uzyskania odpowiedzi na to pytanie było testowanie dopuszczalności trójczynnikowego modelu charakteru złożonego z trzech konstruktów: „samokierowania” (ξ1), „skłonności do współpracy” (ξ2) i „zdolności do autotranscendencji” (ξ3), których argumentami empirycznymi były rozkłady odpowiedzi w trzynastu skalach (odpowiednio: X13X17; X18X22; X23X25)2, przyporządkowanych zgodnie kluczem ustalonym przez autorów TCI. Przedstawione w tabeli 1 (model 3) wyniki w testach świadczących o dobroci dopasowania empirycznej macierzy kowariancji (S) a implikowanej przez model teoretyczny (Σ): (Χ2/df=3,47; p≤0,0001; RMSEA-HI=0,081; PCLOSE=0,001; AGFI=0,933; N-Hoeltera (0,05)=190) – nie pozwalają uznać tak zdefiniowanego modelu za wystarczająco trafny. Warto podkreślić, że standaryzowane współczynniki ścieżek odpowiednio dla konstruktów (ξ1) λx od 0,66 do 0,69 (z wyjątkiem λx16=0,29, pominięto na prezentowanej rycinie 1), (ξ2) λx od 0,62 do 0,78, (ξ3) λx od 0,56 do 0,81 – można uznać jako wysokie miary predykcji zachowań zdefiniowanych przez trzynaście wskaźników charakteru. Przegląd estymant niestandaryzowanych, zwłaszcza błędów (δi) związanych z pomiarem określonych wskaźników (Xi) dowiódł sporego ich zróżnicowania (od δ24=1,37 do δ16=3,72; z uwagi na inny cel tego artykułu szczegółową postać modelu z estymantami niestandaryzowanymi - pomijamy). Warto zaznaczyć, iż liczba twierdzeń (oscyluje wokół 8) przypadających na każdą ze skal nie jest jednakowa (od 6 dla X15 do 13 dla X25) i może częściowo tłumaczyć spore zróżnicowanie błędów (δi). Ponadto dalszy etap analiz (również tutaj pominięty) dowiódł licznych, istotnych kowariancji (θδ) między błędami pomiaru odnoszących się do zmiennych Xi.

1Ponieważ dość powszechną jest niedoskonałość pomiaru rzeczywistości psychologicznej, na co u podstaw klasycznej teorii testów wskazywał Spearman (1904, 1907 – za: Hornowska, 2005, s. 43), dopiero w metodach bazujących na SEM można wprowadzać szereg zabiegów optymalizacyjnych. Między innymi dopuszczalne są założenia dodatkowe, w przypadku których najczęściej chodzi o istotne korelacje między błędami związanymi z pomiarem zmiennych występujących w modelu. Jest to równoznacze z wprowadzeniem założenia (że nie jest to „zerowa” korelacja). Cenną podpowiedzią merytoryczno-techniczną dla tych dodatkowych założeń są wskaźniki modyfikacji3 (por.Bollen, 1989; por. Arbuckle, 1995/2005/2007). Pozwalają one badaczowi prowadzić analizy bazujące na rozumowaniu dedukcyjnym mimo szerokiego spektrum ułomności pomiaru psychologicznego. Jako dostarczane badaczowi informacje zwrotne - pozwalają mu optymalizować z jednej strony teorię i model teoretyczny, a z drugiej narzędzie pomiaru psychologicznego.

Wykazano, że wskaźnik X16 (S4 - akceptacja pewności siebie vs. borykanie się z samym sobą) jest słabym (λ16 =0,27) argumentem empirycznym dla konstruktu (ξ1), a ponadto błąd (δ16) związany z jego pomiarem koreluje (θδ) aż w pięciu przypadkach istotnie z innymi błędami (δi) odnoszącymi się do innych wskaźników; przy czym, przy dopuszczeniu tego rozwiązania wartość współczynnika (λ16 =0,29) nie poprawiła się istotnie. Z tego powodu uznano, że wskaźnik ten (w obecnej postaci kwestionariusza) nie jest wystarczająco silnym argumentem dla tego konstruktu, i zrezygnowano z niego.

W odniesieniu do wskaźnika X23 (AT1 – kreatywne przekraczanie „ja” vs. koncentracja na praktycznych własnych celach) wykazano wprawdzie silny związek (λ23=0,57) z odpowiednim konstruktem (ξ3), ale podobnie jak w poprzednim przypadku błąd pomiaru (δ23) korelował (θδ) istotnie aż w siedmiu przypadkach z innymi błędami (δi). Zatem pewna względność co do precyzji pomiaru konstruktu przez wskaźnik – sugerować może badaczowi działanie na rzecz poprawy trafności i suwerenności tej skali. Z tego względu, mając na uwadze dążenie do zoptymalizowania metody, zrezygnowano z tego wskaźnika.

W tabeli 1, gdzie przedstawiono wyniki w testach dobroci dopasowania modeli oraz efekty porównań modeli (por. Arbuckle i Wothke, 1995/1999, s. 169) wykazano, że: model 11-skalowy (nr 1) charakteru jest istotnie lepszy niż 13-skalowy (nr 3), analogicznie jak porównanie z opcją (M.I. minimalizującą wpływ błędów pomiaru) model 11-skalowy (nr 2) jest lepszy od 13-skalowego (nr 4). Dwa dalsze porównania pozwalają uznać, że poniższe 11-skalowe rozwiązanie (z opcją korekt) jest najlepszym spośród przedstawionych, które będzie przedmiotem bardziej szczegółowej analizy merytorycznej.



Rycina 1. Konfirmacyjna analiza czynnikowa: Model ścieżkowy charakteru w zakresie konstruktów: „samokierowanie” (ξ1/S), „skłonność do współpracy” (ξ2/SW) i „zdolność do autotranscendencji” (ξ3/AT) (na podstawie psychobiologicznej teorii temperamentu i charakteru R. C. Cloningera – propozycja przedstawiona przez autorów artykułu). Próba N=502, warstwowa 13-18 r.ż. (48%) chłopców i (52%) dziewcząt. Na modelu przedstawiono współczynniki standaryzowane. Estymanty zapisane zwykłą czcionką odnoszą się do wariantu zoptymalizowanego (nr 2) - dopuszczającego kowariancje między błędami pomiaru; ich prezentację pominięto z uwagi na inny cel artykułu). Estymanty wytłuszczone odnoszą się do wariantu wolnego od dodatkowych założeń (nr 1 w tabeli 1).



modele/warianty:

↓ statystyki



(nr 1) 11-skalowy

(nr 2) 11-skalowy,

z korektą M.I.



(nr 3) 13-skalowy

(nr 4) 13-skalowy,

z korektą M.I.



RMSEA =

0,051

0,024

0,070

0,029

RMSEA LO =

0,037

0,000

0,060

0,009

RMSEA HI =

0,065

0,043

0,081

0,045

PCLOSE =

0,430

0,991

0,001

0,989

GFI =

0,977

0,989

0,957

0,987

AGFI =

0,961

0,978

0,936

0,974

N Hoeltera (0,05) =

304

557

190

483

χ2 =

91,16

42,70

211,67

72,79

df =

40

33

61

44

χ2/df =

2,30

1,29

3,47

1,43

p ≤

0,0001

0,1201

0,0001

0,0328

porównania modeli:













χ12 – χ22 =

χ2 = 49,56; p ≤ 0,0001 (istotnie lepsze rozwiązanie nr 2 niż 1)

χ 32 – χ42 =

χ2 = 148,88; p ≤ 0,0001 (istotnie lepsze rozwiązanie nr 4 niż 3)

χ 12 – χ32 =

χ2 = 119,51; p ≤ 0,0001 (istotnie lepsze rozwiązanie nr 1 niż 3)

χ 22 – χ42 =

χ2 = 20,09; p ≤ 0,0442 (istotnie lepsze rozwiązanie nr 2 niż 4)
  1   2   3   4   5


©snauka.pl 2016
wyślij wiadomość