©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie RELIABILITA A FAKTOROVÁ VALIDITA DOTAZNÍKU SPARO Hynek Cígler, Adéla Rudá Abstrakt V roce 2009 patřil dotazník SPARO k nej používanějším metodám psychologické diagnostiky v ČR (Urbánek, 2010), a to zejména mezi psychology působícími v personalistice, vězeňství, policii a armádě. Empirické důkazy jeho validity a reliability ovšem chybějí. S využitím rozsáhlého vzorku policistů a uchazečů o práci u policie jsme proto ověřili reliabilitu a faktorovou validitu dotazníku. Výsledky ukazují, že vnitřní konzistence je neuspokojivá u zhruba poloviny škál, jednotlivé škály navíc nejsou jednodimenzionální. Faktorová validita je problematická zejména úhlavních komponent dotazníku, které spolu oproti předpokladům silně korelují. Tyto korelace navíc byly přítomny i v původních standardizačních vzorcích, protože se neliší námi pozorované a originální korelační matice. Faktorová struktura dvou „obecnějších faktorů" je komplikovaná, nelze v rozporu s teorií identifikovat dvě nezávislé latentní proměnné. Výsledky nepodporují využití dotazníku v běžné praxi. Za tímto účelem by bylo nezbytné prokázat prediktivní validitu jednotlivých škál dotazníku; souběžnou validitu ověřujeme v další studii (Cígler & Rudá, 2021). Klíčová slova: vnitřní konzistence; faktorová validita; SPARO; policejní sbor ČR; personální výběr THE RELIABILITY AND FACTOR VALIDITY OF THE SPARO QUESTIONNAIRE Abstract In 2009, the SPARO questionnaire was one of the most used assessment methods in the Czech Republic (Urbánek, 2010), especially between psychologists in human resources, prisons, police, or the army. However, empirical evidence of its reliability and validity is missing. Using a significant sample of police officers and applicants to police, we researched the questionnaire's reliability and factor validity. About half of the scales do not have adequate internal consistency; the majority of them are not unidimensional. Factor validity is questionable, especially in the main components of the questionnaire, which are highly correlated. These correlations were also present in the original standardized samples as our and original correlation matrices do not differ. The factor structure of the two general factors items is not clear and two-dimensional. Our results do not support the use of the questionnaire in practice. It is necessary to confirm its' predictive validity; the criterion validity is evaluated in our follow up study (Cígler & Rudá, 2021). Keywords: internal consistency; factor validity; SPARO; Police of the Czech Republic; personal selection Došlo: 18. 7. 2020 Schváleno: 10. 11. 2020 16 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie Úvod Cílem této studie je posouzení faktorové validity areliability dotazníkové baterie SPÁRO (Mikšík, 2004). V České republice jde společně s jejími předchozími verzemi o velmi rozšířenou metodu, která v nedávné době patřila dokonce k nej používanějším tuzemským dotazníkům (Svoboda et al., 2004; Urbánek, 2010). Bohužel, není nám známa žádná nezávislá studie, která by psychometrické parametry dotazníku ověřovala. V databázích Web of Science a Scopus se k 3. dubnu 2020 nacházely jen tři studie, které využily některý z rodiny testů SPÁRO, I H A V E Z , SPIDO, V A R O S nebo I H A R O (Jurišová & Sarmány-Schuller, 2013; Preiss & Haas, 1997; Sucha et al., 2017). Pouze Preiss a Haas (1997) se však explicitně zabývali psychometrickými parametry metody. Dotazník SPÁRO je naopak značně populární v diplomových pracích. Databáze theses.cz k 3. dubnu 2020 obsahovala v kombinaci s termínem „dotazník" 964 výsledků obsahujících slovo SPÁRO. Je však otázkou, kolik z nich se zabývá psychometrickými parametry těchto metod. Východiska metody SPÁRO: bazálni psychická autoregulace osobnosti Osobnostní dotazník SPÁRO vychází z teorie osobnosti Oldřicha Mikšíka (2003, 2007, 2009) operacionalizované do celé řady dotazníků. Naneštěstí jsou Mikšíkovy texty psané hůře srozumitelným stylem, což znesnadňuje porozumění celé teorii. Rada publikací navíc obsahuje prakticky shodné pasáže, výzkumné vzorky se nejasným způsobem prolínají a analytické postupy nejsou dobře dokumentované. Navíc se použitá terminologie značně odlišuje od pojmů současné psychologie individuálních rozdílů (např. Leary & Hoyle, 2009), což skýtá obtíže při ověřování konstruktové validity Mikšíkových dotazníků. To vše je jednoznačně škoda; Mikšík nabídul ucelený pohled na strukturu psychiky člověka, který se zdá být významně odlišný od jiných současných teorií osobnosti, a který by tak mohl být značným přínosem. Mikšík se každopádně vymezuje proti tradičním pojetím psychologických teorií osobnosti a svůj koncept, který nazývá „ bazálni psychická autoregulace osobnosti", definuje jako „ integrovanou slitinu vrozených a osvojených strategií, jimiž se subjekt v procesu své reálné životní praxe dynamicky vyrovnává s různorodými variantami situačních komplexů " (Mikšík, 2007, p. 58). I přes jistou pojmovou nejasnost je tato definice v souladu se současným pojetím osobnosti jako souhrnu kognitivních, behaviorálních a afektivních vzorců, které vznikají na podkladě biologických i environmentálních příčin (např. Corr & Matthews, 2009). Podle Mikšíka (2007, pp. 59-60) jsou povahové vlastnosti „slitinou čtyř na sobě relativně nezávislých komponent" (pro přehled viz Tabulka 1), které jsou dále modifikovány „faktory vyššího řádu" ve „dvou na sobě nezávislých, kvalitativně rozdílných aspektech" (Tabulka 1). Tato struktura je označována jako „struktura psychické variabilnosti" a jednotlivé psychické rysy jako „variabilita"\ protože se „... ve všech komponentách [...] specifickým [...] způsobem prosazuje dynamický [...] aspekt, [a] to na kontinuu od maximální stability [...], přes relativně vyrovnanou [...] hodnotu, až po maximální variabilnost". (Mikšík, 2007, pp. 59-60). 17 oPSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021,rač.15, č. 1 Metodické studie Tabulka 1 Základní komponenty bazálni psychické integrovanosti a Bazálnější škály obecné variability kladný pól záporný pól Základní komponenty KO - kognitivní variabilnost E M - emocionální variabilnost RE - regulační variabilnost AD - adjustační variabilnost tendence ke změně, tíhnutí k vysoké kvantitě, dynamice a proměnlivosti vnějších podnětů při komplexním zpracování vysoká emocionální vzrušivost, sklon k prožívání situační tenze i euforie nízké sebeovládání, nízké zvažování důsledků chování tendence odpovídat na situační proměnné přizpůsobovacími aktivitami tendence k interakci se stabilnějším a kognitivně chudším prostředím emocionální stabilita, snížená emotivita soustavné vřazování budoucího možného efektu do rozhodovacích procesů tendence přidržovat se vlastních přístupů, schémat chování Bazálni škály (faktory vyššího řádu či obecnější faktory)1 PV - obecná hladina psychické vzrušivosti M H - motorická hybnost tíhnutí k dynamickým interakcím s vysokou situační vzrušivosti vyhledávání změn při menších regulačních zábranách a emocionální a adjustační rigiditě nízké vyhledávání dynamických interakcí vyhledávání klidu při vysoké emocionální vzrušivosti, regulovanosti a přizpůsobivosti Poznámka: Upraveno podle Mikšíka (2004, 2007). 1 Pojmenování se liší v různých zdrojích (Mikšík, 1992, 2001, 2004, 2007, 2009). Dotazník SPÁRO Zkratka SPÁRO je akronymem pro sousloví Systém bazálni Psychické AutoRegulace Osobnosti. Tento osobnostní dotazník je součástí programu DIAROS a navazuje na předchozí řadu taktéž oblíbených (Svoboda et al., 2004; Urbánek, 2010) dotazníků fflAVEZ, SPIDO, V A R O S a IHARO, ze kterých bezprostředně vychází (Mikšík, 2004). Ty se zaměřují na zjišťování takových kvalit osobnosti, které jsou potřebné pro zvládání náročných situací, a dále sleduje takové charakteristiky, které pro lidi mohou představovat optimální nebo nadměrnou kvalitu či intenzitu životních podmínek, okolností a životních kontextů. Je tedy podle autora vhodný například v oblasti armády nebo zdravotnictví (Mikšík, 1992). Celá baterie DIAROS je navíc modulární a kromě výše uvedených nástrojů obsahuje i další metody, jako jsou např. B A R O M , SUPSO, SIPO či DUSPN (Mikšík, 2009). Originální dotazník V A R O S (Mikšík, 1992) obsahoval 120 položek v sedmi škálách. Navazoval na něj SPIDO (Mikšík, 1992) s 200 položkami a 7 nově přidanými škálami. Poslední je pak I H A V E Z (Mikšík, 1992) se 300 položkami, 14 standardními škálami shodnými s dotazníkem SPIDO a 22 přídavnými škálami. Seznam všech škál těchto dotazníků je v příloze 1, tabulce 1.1. 18 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021,rač.15, č. 1 Metodické studie Metoda SPARO obsahuje 300 položek stejně jako I H A V E Z , zařazených do čtyř hlavních komponent, dvou obecnějších faktorů, validizačního L-skóre a 34 subškál rozdělených do sedmi „dimenzí" - pro přehled viz tabulku 1.2 v příloze 1 (Mikšík, 2004). Konfigurací čtyř základních komponent lze navíc určit 16 typů osobnosti pro usnadnění interpretace výsledků, těmi se však v naší studii nezabýváme. SPARO má velmi blízko k metodě I H A V E Z , jejíž záznamové archy je dokonce možné převést na škály SPARO, a to kromě škály vztahovačnost, V Z (Mikšík, 2004). Po bližším prozkoumání položek jednotlivých dotazníků je navíc patrné, že většina položek obou dotazníků je shodná, jejich pořadí či znění je však v některých případech pozměněno, některé položky jsou nahrazeny jinými a jiné jsou revertovány; několik položek je vynecháno či nově přidáno (Mikšík, 1992, 2004)1 . Změny však nejsou v manuálu SPARO explicitně uvedeny a manuál se blíže nevěnuje ani konstrukci, ani revizi položek. Skály SPARO obsahují různý počet položek (Mikšík, 2004). Čtyři hlavní komponenty a L-skór věrohodnosti 20, obecnější faktory 14, ostatní subškály pak 14-20 položek, pouze škála anomalita (AN) je definována jako vážený součet vybraných subškál. Některé položky jsou zařazeny zároveň do komponent i subškál, některé i do vícera, což může nadhodnocovat odhad korelací jednotlivých skórů a komplikovat odhad faktorových analýz nad škálovými skóry. Položky zařazené do obecnějších faktorů pak sytí vždy alespoň jednu subškálu, čtyři hlavní komponenty však žádné společné položky nesdílejí. Překryvy položek jsou součástí on-line supplementu. Dotazník SPARO je administrovaný metodou „tužka-papír" a vyhodnocený ručně pomocí šablon nebo s pomocí programu DiarosWin, případně administrovaný přímo v tomto programu; obě formy jsou považovány za ekvivalentní. Respondent musí zodpovědět vždy všechny položky. Pro interpretaci slouží standardní z-skóre, program navíc nabízí kromě obecných či specifických norem i referenční z-skóre založené na charakteristikách ostatních respondentů vyšetřených daným uživatelem programu DiarosWin (Mikšík, 2001). Faktorová struktura dotazníku SPARO Plný text původních studií (Mikšík, 1983, 1985, cit. dle Mikšík, 2004, 2009), ze kterých vycházejí veškeré další popisy faktorové struktury dotazníku, nám bohužel nebyl dostupný. Vycházíme proto ze sekundárních zdrojů (Mikšík, 2004, 2009), z nichž však není analytický postup zcela srozumitelný. S pomocí faktorové analýzy nad položkami metody IHA V E Z byly identifikovány čtyři faktory K O , E M , R E a A D . Obdobným způsobem byly identifikovány i faktory vyššího řádu P V a M H zdrojů (Mikšík, 2004, 2009). Po roce 2005 (Mikšík, 2009) byly provedeny nové faktorové analýzy, stáří datového souboru však není jasné - buď sběr probíhal vletech 1996-2001 (Mikšík, 2004) nebo 2000-2004 (Mikšík, 2009). Každopádně byla použita rotace varimax nad korelační maticí 41 škál, tedy nikoli položek. Tento postup však považujeme za vysoce problematický a jeho závěry za silně 1 Příkladem revertované položky je „Nerad se pouštím do riskantních podniků" (IHAVEZ) vs. „Rád se pouštím do riskantních podniků " (SPARO). Přeformulovanou položkou je např. „Nevyplácí se angažovat se pro druhé; obvykle člověk zjistí, že byljen zneužit a nikdo to neocení" (IHAVEZ) vs. nevyplácí se angažovat se pro druhé; obvykle sejen zjistí, že to nikdo neocení" (SPARO) či „Je lepší, získají-li manželé první sexuální zkušenosti spolu" (IHAVEZ) vs. „Je lepší, získají-li manželé takové zaměstnání, při kterém by mohli hodně cestovat po republice." (SPARO). Mezi přidané položky patří „Byl bych spokojenější i úspěšnější, kdyby mi řada lidí nepodrážela nohy" (nenachází se v IHAVEZ), vynechána naopak byla položka naprosté většině neštěstí a katastrof nelze v podstatě zabránit" (nenachází se ve SPARO). 19 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie zkreslené právě z toho důvodu, že škály obsahují společné položky, které nadhodnocují jejich korelaci a znehodnocují tak výsledné faktorové řešení. Extrahovány byly buď čtyři faktory, které podle Mikšíka (2004, 2009) potvrzují existenci čtyř základních komponent, a dále i všechny „statisticky průkazné" faktory (přičemž není zřejmé, co je slovem „průkazné" myšleno), ve kterých byly pozorované faktory normality (sycené zejména škálami A N , E X a L) a interpersonálních postojů (VZ a BE). Navzdory tomu není dle autora třeba revidovat vymezení základních čtyř komponent (Mikšík, 2004, 2009). Autor pak konstatuje (bez dalších důkazů) úspěšné srovnání obecnějších faktorů s původními škálami dotazníku I H A V E Z (Mikšík, 2004). Není však popsán způsob tvorby nových škál metody SPÁRO, ani j ej ich návaznost na původní I H A V E Z . Vzhledem k metodologickým pochybením a nedostatku informací lze proto faktorovou validitu dotazníku SPÁRO hodnotit jen obtížně. Na základě teorie a způsobu vývoje však lze předpokládat, že čtyři základní komponenty (KO, E M , RE, A D ) by měly být jednodimenzionální (protože jsou konstruovány s pomocí faktorových analýz) a „relativně nezávislé", tedy nekorelované. To stejné by mělo platit i pro obecné faktory P V a M H . Ostatní škály jsou vymezeny „operacionálně" a unidimenzionalitu tak nelze plně předpokládat. Reliabilita dotazníku SPÁRO Mikšík (2004) uvádí, že vnitřní konzistence všech skórů dotazníku se v souboru 362 mužů pohybovala v rozmezí 0,46 až 0,81 (Cronbachova alfa). Výjimku podle něj tvořily dvě škály, K I a RF, jejichž reliability jsou 0,24 a 0,29. Autor nijak nereflektuje to, že většina těchto odhadů je neuspokojivě nízká. K dispozici jsou rovněž i výsledky test-retest reliability na dvou vzorcích. Korelace čtyř komponent a dvou obecnějších faktorů u pacientek s neurózou in = 48) na začátku léčby a po šesti týdnech dosahovala hodnot 0,56 až 0,87. U vysokoškolských studentek (n = 157) s odstupem dvou let dosahovala test-retest reliabilita šesti zmíněných škál hodnot 0,56-0,86 (Mikšík, 2004). Jiné studie nejsou k dispozici, nebo se nám je nepodařilo nalézt. Kontext využití metody SPÁRO v policejní psychologii Využití dotazníku SPÁRO je relativně rozšířeno v bezpečnostních složkách a armádě. Jedná se o psychicky náročné povolání, které předpokládá určitou odolnost vůči stresu. Psychodiagnostika v rámci personálního výběru tak zohledňuje tento požadavek skrze metodu, která se dle svého autora (Mikšík, 2001, 2004, 2007, 2009) zaměřuje právě na prozkoumání schopnosti zvládat zátěžové situace. Podle výzkumu SPÁRO využívali kolem roku 2002 jak kliničtí a poradenští psychologové, tak psychologové v organizacích a pracovní psychologii a asi 40 % psychologů v bezpečnostních sborech (Svoboda et al., 2004; Urbánek, 2010), obdobná situace pak byla i v roce 2009 (Urbánek, 2010). Výzkumné cíle Cílem naší studie je ověřit reliabilitu a faktorovou validitu dotazníku SPÁRO v nezávislé studii na českém vzorku. Za tímto účelem budou využita data z reálné diagnostiky v kontextu personálního výběru a ověřování profesní způsobilosti u členů policejního sboru České republiky. Pokud je nám 20 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie známo, SPÁRO dosud nebylo podrobeno jiným studiím, než které realizoval autor dotazníku Oldřich Mikšík (1992, 2001, 2003, 2004, 2007, 2009) s několika málo výše uvedenými výjimkami. Naše výzkumné otázky a hypotézy lze rozdělit do tří oblastí týkajících se reliability, vnitřní struktury (faktorové validity) a zobecnitelnosti. Reliabilita Výzkumná otázka 1. Je dotazník SPÁRO dostatečně reliabilním nástrojem pro individuální diagnostiku ? Odpovědí na tuto otázku bude ověření vnitřní konzistence všech škál dotazníku SPÁRO. Kromě prosté deskripce srovnáme pozorované odhady reliability s těmito kritérii: neakceptovatelné (r»' < 0,7), akceptovatelné (0,7 < rxx-< 0,8), dobré (0,8 < rxx-< 0,9) a výborné (0,9 < rxx). Vnitřní struktura metody Výzkumná otázka 2. Odpovídá vnitřní struktura a vzájemné vztahy jednotlivých škál dotazníku SPÁRO teoretickým předpokladům? Hlavní komponenty a obecné faktory dotazníku SPÁRO by měly být syceny jediným faktorem. Jednodimenzionalitu nicméně ověříme u všech škál. H l : Jednotlivé škály SPÁRO jsou jednodimenzionální. Hypotézy H2-H5 se zaměřují přímo na konstruktovou validitu klíčových skórů dotazníku SPÁRO tak, jak vyplývá z teoretických předpokladů. H2: Základní komponenty metody SPÁRO (KO, E M , R E a A D ) jsou syceny čtyřmi odlišnými faktory. H3: Čtyři faktory sytící základní komponenty metody SPÁRO (KO, E M , R E a A D ) jsou vzájemně nezávislé a jejich korelace jsou blízké nule. H4: Obecnější faktory metody SPÁRO (PV, M H ) jsou syceny dvěma odlišnými faktory. H5: Dva faktory sytící obecnější faktory metody SPÁRO (PV, M H ) jsou vzájemně nezávislé. Zobecnitelnost závěrů Výzkumná otázka 3. Lze naše výsledky zobecnit na populaci, ze které byl vybrán standardizační vzorek dotazníku SPÁRO? Poslední hypotéza je klíčová pro ověření zobecnitelnosti našich závěrů, tedy toho, zda náš vzorek není výrazně odlišný od originálních Mikšíkových (2009) výzkumných souborů. H6: Pozorované korelace základních komponent, obecnějších škál a škál normality dotazníku SPÁRO odpovídají korelacím reportovaným autorem metody (Mikšík, 2009, pp. 116-118), a to jak pro muže (H6a), tak i pro ženy (H6b). 21 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie Metoda Výzkumný vzorek a procedura Pro účely této studie byla využita data získaná v průběhu reálné testové situace, poskytnutá Policejním prezidiem České republiky. Vzorek tvoří NSPARO = 4 534 osob testovaných v letech 2002- 2014 ve výběrové situaci, z toho 1 270 žen (28 %) a 3 264 mužů (72 %). Průměrný věk byl 25,2 roku (SD = 6,3). Celkem 95 % vzorku tvořili uchazeči (civilisté) o služební poměr v policii, 1 % příslušníci jiných bezpečnostních sborů přestupující k policii a 4 % příslušníci policie testovaní v rámci dalšího interního výběru. Celkem 97 % testování probíhalo za účelem zjišťování osobností způsobilosti (všichni uchazeči z řad civilistů, příslušníci jiných bezpečnostních sborů a polovina příslušníků policie). Z nich 41 % bylo testováno s výsledkem způsobilý k výkonu služby a 59 % s výsledkem nezpůsobilý. Data tohoto výzkumného vzorku tvoří položky, základní demografické údaje a hrubé skóry škál dotazníku SPÁRO. Všechna data byla získána během supervidované administrace na počítači nebo v písemné formě vyhodnocené počítačem. Písemná i elektronická verze dotazníku SPÁRO jsou autorem považovány za ekvivalentní (Mikšík, 2004). Ve všech výpočtech zanedbáváme rozdíly mezi muži a ženami, pokud není explicitně řečeno jinak. To může mírně zkreslit odhad faktorové struktury i reliability, nicméně dle autora by měla být struktura obou metod pro muže a ženy analogická (Mikšík, 1992, 2004, 2009). Navíc i námi pozorované rozdíly v průměrných skórech byly spíše zanedbatelné; 95 % rozdílů mezi muži a ženami (Kendallovo tau) na všech škálách SPÁRO bylo v rozmezí ±0,2. Větší efekty než ±0,3 pak byly pozorovány jen u škály F M (feminní vs. maskulinní interakce), t = -0,32, což dává věcný smysl. Statistická analýza dat Veškeré analýzy byly provedeny v prostředí R ver. 3.6.2 (R Core Team, 2020) s využitím různých knihoven (T. D. Jorgensen et al., 2020; Lakens, 2017; Mangiafico, 2020; Phillips, 2017; Revelle, 2019; Rosseel, 2012; Signorell & et a l , 2020; Torchiano, 2019; Wickham & Bryan, 2019). Pro všechny analýzy byla vzhledem k velikosti vzorků a počtu testů zvolena přísnější hladina spolehlivosti a = 0,01. Analytický skript, doplňkové soubory a další materiály jsou veřejně dostupné na https://doi.org/10.17605/OSF.IO/CNU58; tento on-line supplement je sdílený s navazující studií o souběžné validitě s MMPI-2 (Cígler & Rudá, 2021). Nemáme svolení sdílet zdrojová data, proto je na uvedeném odkazu k dispozici pouze jejich struktura a deskriptívni statistiky včetně korelačních matic (Pearsonových i tetrachorických). Námi použité zařazení položek do škál jsme úspěšně ověřili, pro podrobnosti viz přílohu 2. Odhad vnitřní konzistence Podrobný způsob odhadu vnitřní konzistence tvoří přílohu 3, zde jen stručně shrneme podstatu našeho přístupu. Namísto koeficientu alfa (Cronbach, 1951), který má příliš silné předpoklady (jednodimenzionalitu a tau-ekvivalenci položek, tedy shodné faktorové náboje), při jejichž porušení může silně podhodnocovat skutečnou reliabilitu, používáme vyšší ze dvou jiných, méně zkreslených odhadů. Jejich maximum, které je vždy vyšší než Cronbachovo alfa, anotujeme jako rmax- Konkrétně jde o koeficient 1A (Benton, 2015; Guttman, 1945; Revelle & Zinbarg, 2009), což je nejvyšší možný odhad split-half reliability, a na explorační faktorové analýze založený Bentlerův koeficient rgw (P. M . Bentler & Woodward, 1980; Peter M . Bentler, 2009; Revelle & Zinbarg, 2009; Sijtsma, 2009). 22 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie Oba odhady lze chápat jako nej menší možný podíl rozptylu součtového skóru, který je vysvětlen rozptylem sdíleným napříč položkami. Tyto výsledky doplňujeme ještě koeficientem Revellova (1978) P, který je naopak odhadem nejmenšího možného podílu rozptylu a lze jej vysvětlit jen jediným společným faktorem. U škály Anomálie osobnosti (AN) jsme museli zvolit specifický postup, interpretace jeho výsledku je nicméně analogická výše zmíněné. Postup je podrobně popsán rovněž v Příloze 3. Vnitřní struktura testu Vnitřní struktura testu bude ověřována s pomocí ordinální konfirmační faktorové analýzy. Taje ve všech případech odhadnuta s využitím knihovny lavaan (Rosseel, 2012) prostřednictvím robustního estimátoru W L S M V nad maticí polychorických korelací. Protože vzhledem k velikosti vzorkuje absolutní test dobré shody modelu s daty příliš striktní, používáme k interpretaci kromě něj i relativní indexy interpretované ve shodě s běžnými doporučeními (Hu & Bentler, 1999; MacCallum et a l , 1996): Tuckerův-Lewisův index, TLI (TLI < 0,90 jako neakceptovatelné; 0,90 < TLI < 0,95 jako adekvátní; a 0,95 < TLI jako dobré), Standardized Root Mean-square Residual, SRMR (SRMR > 0,08 jako neakceptovatelné, 0,08 > SRMR > 0,05 jako adekvátní; a S R M R < 0,05 jako dobré) a Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA (stejná kritéria jako pro SRMR). Protože index TLIje závislý na síle vzájemných vztahů položek a má tendenci podhodnocovat shodu modelu s daty, pokud jsou tyto vztahy slabé (Kenny et al., 2014), použili jsme rovněž RMSEA základního modelu, kde jsou všechny faktorové náboje zafixovány na nulu (RMSEAnuii). Ve shodě s Kennym a kol. (2014) TLI neinterpretujeme, pokud je RMSEAnuii < 0,158. RMSEAnuii bude odhadnuté pomocí funkce nullRMSEA z balíčku semTools (T. D. Jorgensen et al., 2020). Celkové hodnocení modelu bude založeno na nejlepším hodnocení, kterého dosáhly všechny indexy. Kromě toho bude model hodnocen jako dobrý, pokud se signifikantně neliší od dat na hladině a = 0,01 (nehledě na zbylé indexy). Z hodnocení je vyřazena škála A N , u které jednodimenzionalitu nelze předpokládat (jde o vážený součet dílčích škál). Hypotéza 1 (Hl). Jednodimenzionální struktura všech škál bude ověřena pomocí konfirmační faktorové analýzy separátně pro každou škálu. Hypotézy 2 a 4 (H2, H4). Strukturu hlavních komponent, H2 (resp. obecnějších faktorů, H4) dotazníku SPÁRO ověříme s pomocí čtyřdimenzionální (resp. dvoudimenzionální) konfirmační faktorové analýzy. Hypotézy 3 a 5 (H3, H5). Pro ověření nezávislosti hlavních komponent, H3 (resp. obecnějších faktorů, H5) dotazníku SPÁRO zafixujeme kovariance mezi latentními proměnnými z předchozího modelu (H2, resp. H4) na nulu a oba modely srovnáme s využitím robustního testu poměrů maximální věrohodnosti (Satorra, 2000), který je vhodný i pro ordinální C F A s estimátorem W L S M V (T. Jorgensen, 2020). Zobecnitelnost závěrů Hypotéza 6 (H6). Shodu námi a Mikšíkem (2009) pozorovaných korelací škál dotazníku SPÁRO ověříme prostřednictvím mnohoskupinové konfirmační faktorové analýzy metodou maximální věrohodnosti (ML) nad předem odhadnutými maticemi Pearsonových korelací, a to pro muže a ženy zvlášť. První skupinou bude vždy náš vzorek SPÁRO, druhý bude originální Mikšíkův (2009) vzorek (rimmi = 8099, meny = 7080). Korelace budou omezeny na stejné hodnoty napříč oběma vzorky a 23 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021,rač.15, č. 1 Metodické studie výsledný model bude interpretován stejně jako v případě hypotéz H l . Nízká shoda modelu s daty bude znamenat, že se naše a Mikšíkova (2009) data liší. Výsledky Deskriptívni statistiky Deskriptívni statistiky všech položek, matice Pearsonových i tetrachorických korelací jsou vzhledem ke svému rozsahu uvedeny v on-line supplementu. Položky dotazníku SPÁRO byly zpravidla průměrně obtížné až obtížněj ší, průměr popularit položek (podílu souhlasných odpovědí) byl 0,44 (SD = 0,28, Md = 0,38). Prostředních 50 % popularit se nacházelo v rozmezí 0,22-0,68, ačkoliv některé položky byly velmi extrémní (mm = 0,01, max = 0,97). Histogram popularit položek je zobrazen na Chyba! Nenalezen zdroj odkazů.. Vzhledem k povaze testování v položkovém souboru dotazníku SPÁRO nechyběla žádná data. Deskriptívni statistiky celkových skórů dotazníku SPÁRO jsou uvedeny níže společně s reliabilitou v Tabulka 2, histogramy jednotlivých škál jsou součástí on-line supplementu. Obtížnost položek Reliabilita škál hl. komponenty a faktory škály 0.0 0.2 ~~I— 0.4 0.6 1.0 0.0 0.2 0.4 C 8 1.0 popularita položek SPÁRO reliabilita SPÁRO Obrázek 1 Popularita položek a rozložení reliability jednotlivých škál dotazníku SPÁRO 24 oPSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021 ľOČ 15 Č 1 Metodické studie Vnitřní konzistence Reliability dotazníku SPÁRO jsou v Tabulka 2 společně s deskriptivami celkových skórů. Rozložení reliabilit jednotlivých škál je patrné z histogramu na Chyba! Nenalezen zdroj odkazů.. Kromě komponenty A D (rmax = 0,559) a obecnějšího faktoru M H (rmax = 0,636) měly ostatní hlavní komponenty a obecnější faktory přinejmenším akceptovatelnou reliabilitu; medián byl Md = 0,75, odhady se pohybovaly v rozmezí 0,56-0,87. Reliabilita všech skórů, poskytovaných dotazníkem SPÁRO, se pohybovala v rozmezí 0,32-0,87 s mediánem Md = 0,71; medián odhadu prostřednictvím koeficientu alfa byl v důsledku porušených předpokladů nižší, jen Md = 0,6\. Jako neakceptovatelnou hodnotíme vnitřní konzistenci u 20 (49 %) skórů, u 14 (34 %) jako akceptovatelnou a jen u 7 (17 %) jako dobrou. Žádný skór neměl výbornou vnitřní konzistenci (vyšší než 0,90). Tabulka 2 Deskriptivy a vnitřní konzistence škál SPÁRO M SD Md min max Sk a Ä.4 r glb P nf ľmax hodnocení rm a x Hlavní komponenty KO 9,24 3,60 9 0 20 0,081 0,698 0,753 0,746 0,555 7 0,753 akceptovatelné E M 4,47 3,95 4 0 19 1,011 0,832 0,861 0,868 0,781 8 0,868 dobré RE 5,24 3,19 5 0 20 0,791 0,700 0,753 0,758 0,603 9 0,758 akceptovatelné AD 14,74 2,33 15 3 20 -0,296 0,471 0,559 0,540 0,203 9 0,559 neakceptovatelné Obecné faktory PV 3,64 2,50 3 0 14 0,691 0,677 0,732 0,749 0,564 7 0,749 akceptovatelné M H 6,63 2,34 7 0 14 0,088 0,551 0,636 0,602 0,411 5 0,636 neakceptovatelné N — Normalita V Z 5,60 2,18 5 0 14 0,421 0,504 0,604 0,600 0,308 6 0,604 neakceptovatelné LS 14,67 3,15 16 1 18 -1,242 0,780 0,818 0,838 0,694 8 0,838 dobré A N -0,07 1,79 -0,28 -4,46 12,51 0,857 0,637 0,707 0,804 0,455 39 0,804 dobré EX 3,57 1,80 3 0 15 0,697 0,286 0,399 0,453 -0,017 9 0,453 neakceptovatelné L - Skór věrohodnosti podávaných výpovědí L 2,25 1,66 2 0 16 1,189 0,357 0,441 0,505 0,180 9 0,505 neakceptovatelné S - Optimální hladina stimulace SI 7,80 2,81 8 1 17 0,184 0,583 0,680 0,684 0,349 7 0,684 neakceptovatelné IP 6,29 2,97 6 0 17 0,540 0,632 0,715 0,708 0,431 8 0,715 akceptovatelné PN 9,18 3,73 9 0 19 0,086 0,755 0,805 0,792 0,650 8 0,805 dobré Dl 6,98 2,82 7 0 17 0,291 0,549 0,631 0,620 0,322 7 0,631 neakceptovatelné SD 5,64 2,80 5 0 18 0,759 0,636 0,688 0,684 0,499 8 0,688 neakceptovatelné OS 4,14 3,48 3 0 19 1,121 0,788 0,828 0,823 0,672 7 0,828 dobré ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s ČMPS 2021, rač.15, č. 1 Metodické studie M SD Md min max Sk a Ä.4 ľglb ß nf ľmax hodnocení rm a x R — tendence riskovat AS 9,59 2,69 10 0 18 -0,013 0,528 0,619 0,595 0,271 8 0,619 neakceptovatelné AC 11,79 2,88 12 1 18 -0,484 0,612 0,688 0,687 0,367 6 0,688 neakceptovatelné TN 4,87 2,99 4 0 18 0,974 0,681 0,737 0,764 0,529 8 0,764 akceptovatelné SE 9,63 3,21 9 0 20 0,343 0,687 0,755 0,746 0,490 8 0,755 akceptovatelné OR 3,52 2,25 3 0 12 0,754 0,605 0,658 0,737 0,478 7 0,737 akceptovatelné /- Účinná integrovanost UZ 5,14 3,54 4 0 19 0,853 0,785 0,817 0,833 0,736 9 0,833 dobré EC 3,86 2,93 3 0 18 1,071 0,718 0,760 0,772 0,619 8 0,772 akceptovatelné UR 14,80 3,52 15 1 20 -0,757 0,754 0,793 0,796 0,636 8 0,796 akceptovatelné RR 15,15 2,75 16 4 20 -0,728 0,610 0,677 0,675 0,470 8 0,677 neakceptovatelné Ol 15,78 2,97 17 2 20 -1,310 0,759 0,805 0,802 0,643 9 0,805 dobré V - vztahová dimenze KT 3,89 2,77 3 0 18 1,114 0,677 0,726 0,767 0,573 9 0,767 akceptovatelné BE 9,13 1,83 9 3 14 -0,231 0,197 0,323 0,296 -0,171 6 0,323 neakceptovatelné K N 11,14 2,77 11 2 19 -0,086 0,515 0,601 0,608 0,272 8 0,608 neakceptovatelné NE 10,72 2,37 11 3 18 -0,007 0,392 0,508 0,482 -0,024 8 0,508 neakceptovatelné K — korektivnost RF 13,60 2,31 14 2 19 -0,385 0,415 0,519 0,526 0,010 6 0,526 neakceptovatelné LO 15,07 3,13 16 1 20 -0,801 0,695 0,748 0,763 0,589 9 0,763 akceptovatelné NU 12,34 3,17 13 1 20 -0,471 0,645 0,714 0,716 0,480 8 0,716 akceptovatelné FC 9,94 2,31 10 0 14 -0,618 0,572 0,633 0,655 0,461 6 0,655 neakceptovatelné KI 4,07 2,25 4 0 12 0,591 0,546 0,621 0,675 0,349 7 0,675 neakceptovatelné P - sebeprosazování US 16,01 3,01 17 2 20 -1,068 0,709 0,770 0,767 0,473 8 0,770 akceptovatelné TO 11,10 1,96 11 1 14 -0,960 0,568 0,632 0,643 0,428 6 0,643 neakceptovatelné PR 14,27 2,77 15 2 20 -0,877 0,578 0,682 0,718 0,271 8 0,718 akceptovatelné NS 10,06 2,20 10 1 14 -0,520 0,496 0,580 0,637 0,352 7 0,637 neakceptovatelné F M 13,35 2,69 14 1 20 -0,560 0,558 0,648 0,661 0,207 9 0,661 neakceptovatelné N = 4534. Poznámka: M - průměr; SD - směrodatná odchylka; Md - medián; min, max - minimální a maximální pozorovaný skór; Sk - zešikmení škály; a - Cronbachova alfa; IA - maximální split-half reliabilita; rgib - koeficient G L B ; (3 - nejnižší split-half reliabilita; nf - počet faktorů využitých pro odhad koeficientů GLB a (3; r m a x - vyšší z koeficientů Lt a rgib. 26 oPSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021,rač.15, č. 1 Metodické studie Vnitřní struktura a faktorová validita Hl: Jednodimenzionalita škál Dimenzionalita škál dotazníku SPÁRO byla problematická, na vině byly zejména celkově nízké korelace položek dotazníku; naprostá většina škál měla neakceptovatelné hodnoty indexu TLI, který se však do hodnocení nakonec promítl jen ojediněle kvůli slabým korelacím položek, a tedy i nízkým hodnotám RMSEAnuii základního modelu. Jednodimenzionální struktura byla pouze u tří škál (8 %) hodnocena jako dobrá, u 22 (55 %) jako adekvátní a u 15 (38 %) jako neakceptovatelná. Z hlavních komponent a obecnějších faktorů byla vnitřní struktura hodnocena jako dobrá u škály E M , jako adekvátní u škál R E a P V . Zbylé tři skóry nebyly jednodimenzionální. Tabulka 3 obsahuje shodu jednotlivých modelů s daty. Tabulka 3 Ukazatele shodyjednodimenzionálních CFA modelů s daty x2 df TLI RMSEA [90% Cl] SRMR RMSEAnuii hodnocení Hlavní komponenty KO 2821,2 170 0,754 0,059 [0,057; 0,061] 0,081 0,118 neakceptovatelné E M 1137,5 170 0,960 0,035 [0,033; 0,037] 0,047 0,177 dobré RE 1607,1 170 0,851 0,043 [0,041; 0,045] 0,071 0,112 adekvátní AD 934,2 170 0,651 0,031 [0,030; 0,033] 0,093 0,053 neakceptovatelné Obecné faktory PV 575,5 77 0,921 0,038 [0,035; 0,041] 0,057 0,134 adekvátní M H 1103,6 77 0,796 0,054 [0,051; 0,057] 0,082 0,120 neakceptovatelné N - Normalita VZ 653,6 90 0,869 0,037 [0,035; 0,040] 0,063 0,103 adekvátní LS 1169,1 135 0,939 0,041 [0,039; 0,043] 0,059 0,166 adekvátní A N 1 EX 1164,9 170 0,454 0,036 [0,034; 0,038] 0,104 0,049 neakceptovatelné L - Skór věrohodnosti podávaných výpovědí L 682,5 170 0,517 0,026 [0,024; 0,028] 0,080 0,037 neakceptovatelné 5 - Optimální hladina stimulace SI 2601,5 135 0,762 0,063 [0,061; 0,066] 0,085 0,130 neakceptovatelné IP 2572,3 170 0,761 0,056 [0,054; 0,058] 0,090 0,114 neakceptovatelné PN 2311,3 170 0,863 0,053 [0,051; 0,055] 0,081 0,142 neakceptovatelné DI 1682,1 152 0,658 0,047 [0,045; 0,049] 0,073 0,081 adekvátní SD 989,3 170 0,872 0,033 [0,031; 0,035] 0,062 0,091 adekvátní OS 1770,9 170 0,909 0,046 [0,044; 0,048] 0,071 0,151 adekvátní 27 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač 15, č 1 Metodické studie R - Tendence riskovat AS 1879,9 152 0,625 0,050 [0,048; 0,052] 0,087 0,082 neakceptovatelné AC 2683,8 135 0,655 0,065 [0,062; 0,067] 0,102 0,110 neakceptovatelné TN 1679,8 170 0,850 0,044 [0,042; 0,046] 0,079 0,114 adekvátní SE 3391,1 170 0,728 0,065 [0,063; 0,067] 0,100 0,124 neakceptovatelné OR 377,4 77 0,939 0,029 [0,026; 0,032] 0,058 0,118 adekvátní / - Účinná integrovanost UZ 659,5 170 0,969 0,025 [0,023; 0,027] 0,044 0,143 dobré EC 805,7 170 0,942 0,029 [0,027; 0,031] 0,059 0,119 adekvátní UR 979,4 170 0,946 0,032 [0,030; 0,034] 0,052 0,139 adekvátní RR 1289,7 170 0,817 0,038 [0,036; 0,040] 0,074 0,089 adekvátní Ol 795,8 170 0,960 0,028 [0,027; 0,031] 0,055 0,142 adekvátní V'- Vztahová dimenze KT 679,4 170 0,943 0,026 [0,024; 0,028] 0,052 0,108 adekvátní BE 836,8 90 0,488 0,043 [0,040; 0,045] 0,073 0,060 adekvátní K N 2196 170 0,515 0,051 [0,049; 0,053] 0,085 0,074 neakceptovatelné NE 2244,8 170 0,503 0,052 [0,050; 0,054] 0,099 0,074 neakceptovatelné K - Korektivnost RF 2352,7 152 0,365 0,057 [0,055; 0,059] 0,123 0,071 neakceptovatelné LO 1456,8 170 0,875 0,041 [0,039; 0,043] 0,069 0,115 adekvátní NU 2296,7 170 0,770 0,053 [0,051; 0,054] 0,077 0,110 adekvátní FC 514,2 77 0,876 0,035 [0,033; 0,038] 0,060 0,101 adekvátní KI 221,9 77 0,975 0,020 [0,017; 0,024] 0,039 0,128 dobré P - Sebeprosazování US 1368,9 170 0,911 0,039 [0,038; 0,041] 0,070 0,132 adekvátní TO 323,2 77 0,931 0,027 [0,024; 0,030] 0,058 0,101 adekvátní PR 2388,3 170 0,819 0,054 [0,052; 0,056] 0,077 0,126 adekvátní NS 854,6 77 0,648 0,047 [0,044; 0,050] 0,071 0,080 adekvátní FM 2568,4 170 0,700 0,056 [0,054; 0,058] 0,084 0,102 neakceptovatelné 1 Vzniká jako vážený součet škál a jednodimenzionalitu nelze předpokládat. Pozn.: Všechny %2 statistiky jsou signifikantní, p < 0,001. Cl - interval spolehlivosti. RMSEAnuii - RMSEA základního modelu (s předpokladem nekorelovaných položek). Pokud je menší než 0,158, je index TLI neinformativní (Kenny et al., 2014). 28 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s ČMPS 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie H2: Faktorová validita hlavních komponent SPÁRO Odhad čtyřfaktorového modelu ordinální konfirmační faktorové analýzy dosáhl hraniční shody modelu s daty, %2 (3074) = 17905, p < 0,001, CFI = 0,754, TLI = 0,141, RMSEA = 0,033 s90%CI= [0,032, 0,033], SRMR = 0,079. Nedostatečné velikosti indexů CFI a TLI nelze dobře interpretovat vzhledem k velmi nízkému RMSEA základního modelu, RMSEAnuii = 0,065. Inspekce modifikačních indexů a reziduálni korelační matice navíc naznačila, že řada položek je pravděpodobně sycena jiným faktorem, než by měla být. Šlo o položky 134, 295, 71, 190 a 211 ze škály K O , které byly syceny faktory E M a A D , případně R E . Kromě položky 211 („Rád se dívám do plamenů") měly všechny na zbylých faktorech negativní modifikační index a byly zaměřené na výkon či vedoucí úlohu. Lze tedy předpokládat, že výše uvedené zkřížené faktorové náboje způsobila sociální žádoucnost a zkreslení výpovědí respondentů v důsledku očekávané „správné" odpovědi. Rozhodli jsme se proto u těchto položek povolit nenulový faktorový náboj (crossloading) na všech čtyřech faktorech. Tato úprava modelu vedla k výraznému zlepšení shody modelu s daty, Ax2 (15) = 1570, p < 0,001 a mírně se zlepšily i indexy shody modelu s daty, %2 (3059) = 14403, p < 0,001, CFI = 0,812, TLI = 0,806, RMSEA = 0,029 s 9o%CI = [0,028, 0,029], SRMR = 0,069. I v tomto modelu se objevovaly problematické položky s potenciálním faktorovým nábojem na jiných faktorech, ale k dalším úpravám jsme již nepřistoupili. Strukturní diagram a matice standardizovaných faktorových nábojů finálního modelu jsou dostupné v on-line supplementu. Lze prohlásit, že faktorová struktura hlavních komponent SPÁRO byla částečně podpořena, a hlavní komponenty dotazníku SPÁRO jsou alespoň do jisté míry syceny samostatnými dimenzemi v souladu s předpoklady. H3: Nezávislost hlavních komponent dotazníku SPÁRO V původním faktorovém modelu spolu jednotlivé faktory velmi silně korelovaly, zejména faktory A D a E M , rAD-EM = 0,650, R E a E M , YRE-EM = 0,567, a R E a A D , YRE-AD = 0,438. Faktor K O byl na ostatních faktorech méně závislý, všechny korelace byly nižší než 0,343. Po úpravě modelu (povolení zkřížených faktorových nábojů) některé z korelací latentních proměnných dále vzrostly, například u faktorů A D a E M dokonce na YAD-EM = 0,832. Ortogonální model bez povolených crossloadingů byl oproti původnímu modelu výrazně horší, Ax2 (6) = 1809,5, p < 0,001, a popisoval data zcela neuspokojivě, %2 (3080) = 27433,7, p < 0,001, CFI = 0,596, TLI = 0,586, RMSEA = 0,042 s 9o%CI = [0,041, 0,042], SRMR = 0,113. To stejné lze říci o modelu s povolenými crossloadingy, A%2 (6) = 2031,3, p < 0,001, který rovněž data nepopisoval dobře, x2 (3065) = 25454,2, p < 0,001, CFI = 0,629, TLI = 0,617, RMSEA = 0,040 s 9o%CI = [0,040, 0,041], S R M R = 0,108. V obou případech bylo jediným přijatelným indexem RMSEA, což však bylo způsobeno celkově nízkými korelacemi položek (a tedy i nízkým RMSEA„uii úvodního modelu, viz výše). Lze uzavřít, že hlavní komponenty dotazníku SPÁRO nejsou vzájemně nezávislé a netvoří samostatné faktory tak, jak vyplývá z teoretických východisek. Relativně slabé korelace pozorovaných skórů (v rozmezí 0,01-0,36) jsou způsobeny spíše nízkou reliabilitou než nezávislostí rysů. H4, H5: Faktorová validita obecnějších faktorů Dvoudimenzionální konfirmační faktorový model složený z položek obecnějších faktorů P V a M H popsal data nepřijatelně, %2 (349) = 4722,5, p < 0,001, CFI = 0,711, TLI = 0,687, RMSEA = ,053 s 90%CI= [0,051, 0,054], SRMR = 0,102. Jediným uspokojivým indexem je RMSEA, což je však 29 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie zapříčiněno celkově nízkymi korelacemi a tedy i nízkym RMSEA nulového modelu, RMSEAnuii = 0,094. N a základě inspekce reziduálni kovarianční matice a modifikačních indexů jsme nenalezli žádné potenciální úpravy, které by vedly k výraznějšímu zlepšení modelu. Korelace obou faktorů byla relativně slabá, rpv-MH = -0,265, p < 0,001. Její omezení na nulu sice zhoršilo shodu modelu s daty, A%2 (1) = 104,1, p < 0,001, nicméně zhoršení nebylo příliš věcně významné, %2 (350) = 4978,5, p < 0,001, CFI = 0,694, TLI = 0,670, RMSEA = 0,054 s9o%CI = [0,053, 0,055], SRMR = 0,111. Hypotézy H4 a H5 nebyly podpořeny, obecnější škály P V a M H nejsou syceny dvěma latentními faktory. Jejich korelaci tak nemá význam interpretovat. Zobecnitelnost závěrů H6: Shoda originální korelační matice s našimi daty Korelační matice pozorovaná v našem vzorku se v případě mužů sice statisticky významně lišila od korelační matice reportované Mikšíkem (2009), ale rozdíl byl celkově spíše malý: %2 (45) = 405,8, p < 0,001, TLI = 0,987, RMSEA = 0,038 s9o%CI= [0,034, 0,041], SRMR = 0,029. V případě žen byly rozdíly matic ještě menší, ačkoli stále statisticky významné: %2 (45) = 197,8, p < 0,001, TLI =0,992, RMSEA = 0,029 s9o%CI= [0,025, 0,033], SRMR = 0,026. Nad rámec hypotéz jsme prozkoumali rozdíly v korelačních maticích mužů a žen. V našem vzorku se statisticky významně nelišily, %2 (45) = 67,9,p = 0,015, TLI= 0,998, RMSEA = 0,015 s9o%CI = [0,007, 0,022], SRMR = 0,017. V původním Mikšíkově (2009) vzorku byly rozdíly sice mírně větší a signifikantní, ale věcně zanedbatelné, x2 (45) = 775, p < 0,001, TLI = 0,980, RMSEA = 0,046 s 9o%CI= [0,043, 0,049], SRMR = 0,041. Faktorová strukturau mužů a žen je tedy prakticky shodná. Mezi strukturou našich a originálních Mikšíkových (2009) dat není žádný věcně významný rozdíl, přinejmenším co se týče hlavních komponent, obecných faktorů a škál normality, a hypotéza H6 tak byla podpořena. Podrobné výsledky, včetně rozdílu v konkrétních korelacích a jejich statistické významnosti, jsou součástí on-line supplementu. Diskuze Předložené výsledky jsou společně s navazující studií (Cígler & Rudá, 2021) podle nám dostupných informací prvním nezávislým výzkumem, který ověřoval psychometrické parametry dotazníku SPÁRO (Mikšík, 2004). Výsledky nejsou příliš pozitivní. Vnitřní konzistence Námi pozorovaná reliabilita dotazníku SPÁRO je na vzorku policistů obdobná původním hodnotám uvedeným v manuálu metody (Mikšík, 2004), je však nutné podotknout, že reliabilita téměř poloviny škál nedosahuje akceptovatelných hodnot. Neuspokojivá je zejména vnitřní konzistence hlavní komponenty A D a obecnějšího faktoru M H , které by měly být jedním z hlavních diagnostických vodítek. Ze stejných důvodů se nezdá být validní ani ipsativní interpretace dotazníku s pomocí 16 typů osobnosti navržených autorem metody, jejíž ověření však bylo nad možnostmi této studie. Reliabilita hlavních komponent a obecnějších faktorů (s výjimkou A D ) je zpravidla vyšší než u ostatních skórů. Příčinou může být fakt, že zatímco hlavní komponenty byly odvozovány na základě 30 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021,rač.15, č. 1 Metodické studie faktorové analýzy, což zajistilo alespoň určitou míru korelací napříč položkami, ostatní škály byly vymezeny operacionálně (Mikšík, 2004, 2009), nikoli na základě vzájemných vztahů, a korelace tak mohou být nižší. Reliabilita škál se nicméně zdá být celkově příliš nízká pro účely spolehlivé individuální diagnostiky. Nízká reliabilita snižuje možnosti souběžné a prediktivní validity škál, což dokládáme v navazující studii (Cígler & Rudá, 2021). Za zmínku stojí i výrazně nižší hodnoty koeficientu P (Revelle, 1978; Revelle & Zinbarg, 2009), který udává reliabilitu odhadu prvního (a nej silnějšího faktoru). Příčinou je složitá a vícedimenzionální faktorová struktura jednotlivých škál sycených nesourodou směsí mnoha osobnostních rysů, což souvisí s jejich neuspokojivou faktorovou validitou popisovanou dále. Vnitřní struktura a faktorová validita Naprostá většina škál dotazníku SPÁRO není ani přibližně jednodimenzionální. Vzhledem k multifasetové struktuře většiny konstruktů a jej ich operacionálnímu vymezení nemusí jít o zásadní překážku při interpretaci výsledků dotazníků, limituje to však odhady vnitřní konzistence těchto škál prostřednictvím koeficientu alfa. Tento fakt je nutné brát v potaz v budoucích studiích. Hlavním problémem je nicméně faktorová validita dotazníku SPÁRO jako celku. V e shodě s autorem metody (Mikšík, 2001, 2004, 2009) lze sice konstatovat, že čtyři hlavní komponenty dotazníku j sou syceny čtyřmi samostatnými faktory (přestože při separátní analýze má u dvou škál model neakceptovatelnou shodu s daty), problematickejšou však korelace latentních proměnných. Mezi faktory A D , E M a R E jsme pozorovali středně silné až silné korelace, ačkoli na základě teorie bazálni autoregulace osobnosti (Mikšík, 2001, 2004, 2009) by měly být nezávislé. To významným způsobem snižuje konstruktovou validitu dotazníku SPÁRO. Tyto korelace jsou zřejmě i příčinou, proč komplexní čtyřdimenzionální model popsal data uspokojivě, zatímco dva z celkem čtyř jednodimenzionálních modelů měly neadekvátní shodu s daty. Chceme rovněž upozornit, že přinejmenším pět položek bylo syceno více faktory, ačkoli byly zařazeny do škály K O . Příčinou se zdá být sociální žádoucnost. Sociálně-žádoucí odpovídání v dotazníku SPÁRO by každopádně mělo být předmětem dalšího výzkumu, pokud by dotazník měl být i nadále používán v praxi. V případě obecnějších faktorů P V a M H dokonce konstatujeme, že očekávaný dvoufaktorový model popsal data velmi špatně. V našem vzorku tak položky zařazené do škál P V a M H nejsou syceny dvěma nezávislými faktory, což je v ostrém rozporu s teoretickými předpoklady, a faktory psychické vzrušivosti (PV) a motorické hybnosti (MH) nelze interpretovat. Zobecnitelnost výsledků Naše výsledky jsou založeny výhradně na vzorku policistů a uchazečů o práci u policie a je tedy možné, že v j iných vzorcích dotazník SPÁRO může fungovat odlišně. To je však velmi nepravděpodobné: námi pozorované korelační matice u žen i mužů se totiž prakticky nelišily od korelačních matic reportovaných Mikšíkem (2009, pp. 116-118). Přestože rozdíly byly statisticky významné (vzhledem k velikosti vzorku, a tedy i extrémní statistické síle chí4rvadrát testu), po věcné stránce byly zcela zanedbatelné. Zdá se tedy, že námi použitý vzorek a vzorek použitý Mikšíkem pro vývoj dotazníku SPÁRO pochází ze stejné populace respondentů. Jinými slovy, silné korelace latentních proměnných musely být přítomné už v původních vzorcích, na jejichž základě Mikšík (2004, 2009) tvrdil, že základní komponenty jsou „relativně nezávislé". Z a zdánlivými slabými souvislostmi těchto škál tedy stála spíše jejich nízká vnitřní 31 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie konzistence, která snižovala korelace pozorovaných skórů (na hodnoty klesající k 0,3 a níže), než skutečná nezávislost měřených latentních psychických rysů. Naším vedlejším zjištěním pak bylo, že se prakticky neliší korelační matice mužů a žen (alespoň na úrovni celkových skórů). Zdá se proto, že není nezbytné faktorovou validitu a některé další parametry dotazníku ověřovat zvlášť pro obě pohlaví. Shrnutí Pokud vezmeme v potaz veškeré naše výsledky, nenalezli jsme dostatek empirické podpory, že je dotazník SPÁRO validním nástrojem v kontextu policejní diagnostiky. Příliš velké množství škál má nedostatečnou reliabilitu, a to i pokud vezmeme v potaz jejich potenciálně vícedimenzionální strukturu. Rovněž se nám nepodařilo podpořit konstruktovou validitu hlavních skórů dotazníku, jejichž faktorová struktura se liší oproti teorii (Mikšík, 2001, 2004, 2009). Na základě našich výsledků nelze doporučit používání metody SPÁRO u policejních sborů České republiky. Tento závěr je navíc pravděpodobně možné zobecnit na jiná typická použití dotazníku (nejen) v personalistice. Pro validizaci diagnostické metody je nicméně klíčová rovněž i prediktivní a souběžná validita, v navazující studii (Cígler & Rudá, 2021) proto ověříme souběžnou validitu proti dotazníku MMPI-2. Na rozdíl od dotazníku SPÁRO se lze u něj alespoň částečně spolehnout na rozsáhlý zahraniční výzkum, a proto se domníváme, že lze MMPI-2 považovat za relativně spolehlivé kritérium souběžné validity. Poděkování Tento článek vznikl za finanční podpory Grantové agentury České republiky v rámci projektu Metodické studie pro české verze měřítek psychologických charakteristik adolescentů a vynořujících se dospělých (GA17-09797S). Chceme v první řadě poděkovat Policejnímu prezidiu České republiky za poskytnutí dat a dalších materiálů, bez kterých by tento článek nevznikl. Dále děkujeme Stanislavu Ježkovi za pomoc při úpravě struktury tohoto článku a Michaele Borovanské za pomoc při přípravě podkladů. Doplňující výsledky, rozšiřující materiály, analytické skripty a další podklady jsou uvedeny v on-line supplementu dostupném na https://doi.org/10.17605/OSF.IO/CNU58. Literatura Bentler, P. M., & Woodward, J. A . (1980). Inequalities among lower bounds to reliability: With applications to test construction and factor analysis. Psychometrika, 45(2), 249-267. https://doi.org/10.1007/BF02294079 Bentler, Peter M . (2009). Alpha, dimension-free, and model-based internal consistency reliability. Psychometrika, 74(1), 137-143. https://doi.org/10.1007/sll336-008-9100-l Benton, T. (2015). An empirical assessment of Guttman's Lambda 4 reliability coefficient. In R. Millsap, D. Bolt, L . van der Ark, & W. C. Wang (Eds.), Quantitative Psychology Research. Springer Proceedings in Mathematics & Statistics, vol. 89 (pp. 301-310). Springer. https://doi.org/10.1007/978-3-319-07503-7 Cígler, H., & Rudá, A . (2021). Souběžná validita dotazníku SPÁRO a M M P I 2. E-psychologie, 15(1), 40-68. https://doi.org/10.29364/epsy.392/ 32 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie Corr, P. J., & Matthews, G. (2009). The Cambridge handbook of personality psychology. Cambridge University Press. Cronbach, L . J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16(3), 297- 334. https://doi.org/10.1007/BF02310555 Guttman, L . (1945). A basis for analyzing test-retest reliability. Psychometrika, 10(4), 255-282. https://doi.org/10.1007/BF02288892 Hu, L., & Bentler, P. M . (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis : Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6(\), 1-55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118 Jorgensen, T. (2020). Function lavTestLRT() for Model Comparison. [Online forum post]. Google Groups. https://groups.google.eom/forum/#Itopic/lavaan/nNFcxgzodAs Jorgensen, T. D., Pornprasertmanit, S., Schoemann, A . M., & Rosseel, Y . (2020). semTools: Useful toolsfor structural equation modeling (0.5-3). https://cran.r-project.org/package=semTools Jurišová, E., & Sarmány-Schuller, I. (2013). Structure of basal psychical self-regulation and personality integration in relation to coping strategies in decision-making in paramedics. Studia Psychologica, 55(1), 3-18. https://doi.org/10.21909/sp.2013.01.617 Kenny, D. A., Kaniskan, B., & McCoach, D. B. (2014). The performance of R M S E A in models with small degrees of freedom. Sociological Methods & Research, 44(3), 486-507. https://doi.Org/10.l 177/0049124114543236 Kuder, G. F., & Richardson, M . W. (1937). The theory of the estimation of test reliability. Psychometrika, 2(3), 151-160. https://doi.org/10.1007/BF02288391 Lakens, D. (2017). Equivalence tests. Social Psychological and Personality Science, 8(4), 355-362. https://doi.org/10.1177/1948550617697177 Leary, M . R., & Hoyle, R. H . (Eds.). (2009). Handbook of individual differences in social behavior. The Guilford Press. MacCallum, R. C , Browne, M . W., & Sugawara, H . M . (1996). Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychological Methods, 1(2), 130-149. https://doi.org/10.1037//1082-989X. 1.2.130 Mangiafico, S. (2020). rcompanion: Functions to Support Extension Education Program Evaluation (R package version 2.3.21). https://cran.r-project.org/package=rcompanion Marko, M . (2016). Využitie a zneužitie Cronbachovej alfy pri hodnotení psychodiagnostických nástrojov. TESTFÓRUM, 5(7). https://doi.org/10.5817/TF2016-7-90 McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified treatment. Lawrence Erlbaum Associates, Inc. Mkšík, O. (1992). IHAVEZ SPIDO VAROS (príručka). Psychodiagnostika. Mikšík, O. (2001). Zjišťování bazálni struktury a dynamiky autoregulace, integrovanosti a psychické odolnosti osobnosti dotazníky SPARO, BAROM, IHATRANS (manuál). Diaros. Mikšík, O. (2003). Psychologické teorie osobnosti. Karolinum. Mkšík, O. (2004). Dotazník SPARO (příručka). Psychodiagnostika. Mikšík, O. (2007). Psychologická charakteristika osobnosti. Karolinum. Mikšík, O. (2009). Psychika osobnosti v období závažných životních a společenských změn. Karolinum. Phillips, N . (2017). yarrr: A Companion to the e-Book "YaRrr!: The Pirate's Guide to R" (R package version 0.1.5). https://cran.r-project.org/package=yarrr Preiss, J., & Haas, T. (1997). Některé psychometrické charakteristiky české verze Washingtonského psychosociálního dotazníku pro záchvatová onemocnění (WPSI). Československá psychologie, 41(4), 334-346. R Core Team. (2020). R: A language and environmentfor statistical computing. R Foundation for Statistical Computing. Raykov, T. (1997). Estimation of composite reliability for congeneric measures. Applied Psychological Measurement, 21(2), 173-184. https://doi.org/10.1177/01466216970212006 Revelle, W. (1978). Hierarchical cluster analysis and the internal structure of tests. Multivariate Behavioral Research, 14(1), 57-74. https://doi.org/10.1207/sl5327906mbrl401_4 33 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, roč. 15, č. 1 Metodické studie Revelle, W. (2019). psych: Procedures for Personality and Psychological Research (1.9.12). Northwestern University. https://cran.r-project.org/package=psych Revelle, W., & Zinbarg, R. E. (2009). Coefficients Alpha, Beta, Omega, and the gib: Comments on Sijtsma. Psychometrika, 74(1), 145-154. https://doi.org/10.1007/sll336-008-9102-z Rosseel, Y . (2012). lavaan: A n R Package for structural equation modeling. Journal of Statistical Software, 48(2), 1-36. http://www.jstatsoft.org/v48/i02/ Satorra, A . (2000). Scaled and Adjusted Restricted Tests in Multi-Sample Analysis of Moment Structures (pp. 233-247). Springer US. https://doi.org/10.1007/978-l-4615-4603-0_17 Signorell, A., & et al. (2020). DescTools: Tools for descriptive statistics (R package version 0.99.32). https://cran.r-project.org/package=DescTools Sijtsma, K. (2009). On the use, the misuse, and the very limited usefulness of Cronbach's Alpha. Psychometrika, 74(1), 107-120. https://doi.org/10.1007/sll336-008-9101-0 Sucha, M . , Šťastná, L., & Zámečník, P. (2017). Osobnostní vlastnosti řidičů řídících pod vlivem alkoholu. Adiktologie, 17(1), 34-44. Svoboda, M., Rehan, V., Vtípil, Z., Klimusová, H., Humpolíček, P., Urbánek, T., & Kouhoutek, T. (2004). Aplikovanápsychodiagnostika v České republice. MSD. Torchiano, M . (2019). effsize: Efficient Effect Size Computation (R package version 0.7.6). https://doi.org/10.5281/zenodo.1480624 Urbánek, T. (2010). Nej používanej ši psychodiagnostické metody v České republice. TESTFORUM, 1(1), 6-9. https://doi.org/10.5817/TF2010-l-3 Wickham, H., & Bryan, J. (2019). readxl: Read Excel Files (R package version 1.3.1). https://cran.r- project.org/package=readxl Údaje o autorech Mgr. Hynek Cígler, PhD. přednáší na katedře psychologie a je výzkumným pracovníkem v Institutu výzkumu dětí, mládeže a rodiny, Fakulta sociálních studií Masarykovy univerzity. ©https://orcid.org/0000-0001-9959-6227 Kontaktní údaje Adresa: Katedra psychologie, Fakulta sociálních studií Masarykovy univerzity, Joštova 10, 602 00 Brno E-mail: hynek.cigler@mail.muni.cz Mgr. Adéla Rudá vystudovala psychologii na Filozofické fakultě Univerzity Karlovy v Praze. Pracovala jako psycholožka na Policejním prezidiu ČR, nyní působí v soukromé praxi. Kontaktní údaje Email: adela.ruda@seznam.cz Cígler, H., & Rudá, A. (2021). Reliabilita a faktorová validita dotazníku SPÁRO. E-psychologie, 15(1), 16- 39. https://doi.org/10.29364/epsy.391 34 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021,rač.15, č. 1 Metodické studie Přílohy Příloha 1: Škály dotazníků VAROS, SPIDO a IHAVEZ Tabulka 1.1 Vývoj škál napříč dotazníky VAROS, SPIDO a IHAVEZ VAROS SPIDO a IHAVEZ KO - Kognitivní variabilnost X X E M - Emocionální variabilnost X X RE - Reakční variabilnost X X AD - Adjustační variabilnost X X OV/PV - Obecná hladina psychické vzrušivosti X X M H - Motorická hybnost X X E X - Inventář extrémních odpovědí X X KR - Kognitivní regulační variabilnost X ER - Emocionální regulační variabilnost X K A - Kognitivní adjustační variabilnost X EA - Emocionální adjustační variabilnost X RA - Regulační adjustační variabilnost X F M - Maskulinita / Feminita X US - Usedlost, bezstarostnost X Poznámka: Přídavné škály dotazníky IHAVEZ tvoří: SI - Smyslová imprese, S2 - Intenzita vnitřního prožívání, S3 Pohybový neklid, S4 - Dynamičnost a interakce s prostředím, S5 - Sociální desinhibice, SG - Obecná dimenze optimální hladiny stimulace, R l - Úroveň aspirace, R2 - Hladina anticipace, R3 - Tendence spoléhat se na náhodu, R4 - Sociální exhibicionismus, RG - Obecná dimenze individuální tendence k riziku, SR - SR, II - Úzkostnost, 12 - Emocionalita, 13 - Účinná kapacita rozumu, 14 - Hladina resistence vůči rušivým podnětům, IG - Globální škála 1-1 až 1-3, P l Sebejistota, P2 - Adaptabilita a flexibilita, P3 - Odpovědnost, P4 - Aktivnost, K - Skór krajních odpovědí. 35 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie Tabulka 1.2 Seznam všech škál dotazníku SPÁRO N: Normalita S: Optimální hladina stimulace R: Tendence riskovat I: Účinná integrovanost V: Vztahová dimenze K : Korektivnost P: Sebeprosazení VZ: vztahovačnost SI: smyslová imprese AS: úroveň aspirací UZ: úzkostlivost KT: uzavřenost versus kontaktivnost RF: rigidita versus flexibilita US: potlačená vs. vysoká sebejistota LS: psychická labilita versus IP: intenzita vnitřního AC: hladina anticipace EC: emotivita BE: hladina benevolence a LO: lehkomyslnost vs. TO: trudomyslnost stabilita prožívání AC: hladina anticipace tolerance odpovědnost vs. sebedůvěra AN: úroveň anomálie PN: pohybový neklid TN: tendence spoléhat na náhodu UR: účinná kapacita rozumu KN: konformita NU: nevázanost vs. usedlost PR: prožitkový vs. činnostní TN: tendence spoléhat na náhodu PR: prožitkový vs. činnostní EX: extremita výpovědí Dl: dynamičnost interakcí s prostředím SE: sociální exhibitovanost RR: resistence vůči rušení NE: tendence k nezávislosti FC: frustrovanost vs. cílesměrnost NS: nenápadnost vs. sebeprosazení SD: sociální disinhibitovanost OR: obecný trend riskovat 01: obecná úroveň integrovanosti KI: korigovanost vs. impulsívnost FM: femininni vs. maskulinní interakce OS: obecná stimulační hladina 36 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021,rač.15, č. 1 Metodické studie Příloha 2: Zařazení položek do škál Správnost zařazení položek do škál byla ověřena pomocí vizuální inspekce bodových grafů, které srovnávaly skóry škál exportované z administračních systémů se skóry ručně vytvořenými z odpovědí na jednotlivé položky (viz on-line supplement). Kromě toho byly pro každou škálu oba druhy skórů vzájemně srovnány Pearsonovou korelací. Všechny korelace byly rovné jedné, a tedy položky byly správně zařazené. Výjimkou byla škála A D vzniklá jako vážený součet subškál, kde korelace byla „pouze" r = 0,992. K tomu došlo tím způsobem, že postup popsaný v manuálu metody (Mikšík, 2004, pp. 90-91) používá vážené skóry, které j sme však neměli k dispozici. Protojsme váhy odvodili empiricky s pomocí lineární regrese, kde prediktory byly příslušné subtesty tvořící škálu A N a pozorovaný skór škály A N byl závislou proměnnou. To vedlo k dokonale lineárnímu vztahu a r= 1,0000. Použité váhy subtestů tedy jsou: AN = 6.36212172 - 0,16800000 • AD + 0,06111111 • SE - 0,10067114 • RR (1) - 0,05833333 • US + 0,34463276 • L - 0,09633028 • NS + 0,36269430 • EX - 0,09459460 • TO - 0,20000000 • NE namísto originálního AN = - 0 , 4 • AD + 0,2 • SE - 0,3 • RR - 0,2 • US + 0,6 • L - 0,2 • NS + 0,7 (2) • EX - 0,2 • TO - 0,5 • NE Oboje váhy však byly velmi podobné, při srovnání Pearsonovým korelačním koeficientem r = 0,991. 37 ©PSYCHOLOGIE e l e k t r o n i c k ý č a s o p i s Č M P S 2021, rač. 15, č. 1 Metodické studie Příloha 3: Odhad vnitřní konzistence Pro odhad vnitřní konzistence škál jsme použili několik různých koeficientů, všechny byly odhadnuté v knihovně psych (Revelle, 2019). Prvním z nich je Cronbachovo alfa (Cronbach, 1951), které je v případě binárních položek shodné s tzv. koeficientem KR-20 (Kuder & Richardson, 1937). Tento koeficient však předpokládájednodimenzionální strukturu testu a tau-ekvivalenci položek (tedy jejich shodný faktorový náboj na prvním a zároveň jediném faktoru), což může vést ke značnému podhodnocení skutečné reliability (Peter M . Bentler, 2009; Marko, 2016; Raykov, 1997; Revelle & Zinbarg, 2009; Sijtsma, 2009). Koeficient alfa proto reportujeme jen pro účely srovnání s dřívějšími odhady a v následujícím textu jej uvádíme jako a. Pro testy s vícedimenzionální strukturou a kongenerickými položkami (rozdílné faktorové náboje i reziduálni rozptyly) j sou výhodnější jiné koeficienty, které poskytují méně zkreslený odhad skutečné vnitřní konzistence. Všechny jsou označovány jako nejvyšší spodní hranice reliability, glb (Peter M . Bentler, 2009; Revelle & Zinbarg, 2009; Sijtsma, 2009). Jedním z nich je tzv. nejvyšší split-half reliabilita. Při tomto postupuje prvně test rozdělen na dvě poloviny takovým způsobem, který maximalizuje kovarianci obou polovin, a následně je použita Guttmanova (1945) lambda-4 pro odhad reliability celého testu (Benton, 2015; Revelle & Zinbarg, 2009). Pro odhad byla využita funkce s p l i t H a l f v balíčku psych, která ve škálách do 16 položek ověří všechna možná rozdělení, v delších škálách používá různé iterativní procesy. Koeficient anotujeme jako A4. Bohužel, koeficient ta vykazuje pozitivní zkreslení při menších vzorcích a nižší skutečné reliabilitě (Benton, 2015). Z toho důvodu reportujeme rovněž Bentlerův (P. M . Bentler & Woodward, 1980; Peter M . Bentler, 2009; Revelle & Zinbarg, 2009; Sijtsma, 2009) koeficient glb, který je založený na odhadu prostřednictvím explorační faktorové analýzy s takovým počtem faktorů, který ještě nevede k negativní vlastní hodnotě žádného z extrahovaných faktorů. V tomto případě je tedy podobný McDonaldově (1999) celkovému koeficientu omega (