Skala Experience in Close Relationships-Revised: Struktura, Rzetelność oraz Skrócona. Wersja Skali w Polskiej Próbie. Katarzyna Lubiewska a

Skala Experience in Close Relationships-Revised: Struktura, Rzetelność oraz Skrócona Wersja Skali w Polskiej Próbie Katarzyna Lubiewska a Karolina Głogowska a Kinga Mickiewicz a Ewa Wyrzykowska a Cezary Wiśniewski b Paweł Izdebski a a Instytut Psychologii, Uniwersytet Kazimierza Wielkiego, Bydgoszcz b Miejski Ośrodek Pomocy Rodzinie, Toruń (artykuł został złożony 23.05.2015 do recenzji w Psychologii Rozwojowej) Adres do korespondencji: Katarzyna Lubiewska Instytut Psychologii Uniwersytetu Kazimierza Wielkiego w Bydgoszczy Ul. Staffa 1 85-867 Bydgoszcz tel.: 785 633 642 lubkat@ukw.edu.pl 1

The Experience in Close Relationships-Revised Scale: Factorial Structure, Reliability and Scale s Short Form in Polish sample The Experience in Close Relationships-Revised (ECR-R; Fraley, Waller & Brennan, 2000) is one of the most popular self-report instruments assessing adult attachment based on avoidance and anxiety indicators. Although the scale is used in Poland, its psychometric properties are not well documented. We set out in the study to: estimate psychometric properties of the scale; and introduce short form of the ECR-R. The sample was composed of 781 adults between the age of 16 and 81 (52% were above the age of 40; and 51% were females). Confirmatory and exploratory factor analyses were used to test the measurement model. Results revealed two problems related with the two-factorial structure proposed by scale s authors which impaired the fit index of the measurement model. One referred to items related with dependence, while the second to a response format (positive- and negativeworded items). Therefore, using bifactor model approach we distinguished primary (attachment-related) and secondary dimensions. First, items assessing dependence in close relations (Avoidance factor) were introduced into the measurement model as the third Dependence dimension in addition to Anxiety and Avoidance primary dimensions. Then, the response set factor (positive-worded items) was introduced into the model as the secondary dimension. Psychometric properties of bifactor ECR-R model were satisfactory. Finally, based on items-content and psychometric properties of the measurement model we proposed the short 16-items form of the ECR-R scale which also revealed satisfactory psychometric properties. Correlations between both ECR-R forms were very high and the scale modification did not affect mean score values of anxiety. However, mean values of short and original Avoidance subscales of both ECR-R forms differed significantly, which may be biased by the different number of positively worded items included in 8- (13%) and 16-items 2

(67%) Avoidance subscales. Issues related with construction of self-report scales are discussed along with practical implications for further use of both forms of the ECR-R scale. Key words: attachment, close relationships, bifactor model, psychometric assessment, factor analysis 3

Streszczenie Skala Experience in Close Relationships-Revised (Fraley, Waller, Brennan, 2000) jest jedną z najpopularniejszych współcześnie skal do badania przywiązania mierzonego poziomem unikania i niepokoju w bliskich związkach. Właściwości psychometryczne skali nie zostały dotychczas dokładnie przeanalizowane w warunkach polskich. Wypełniając tę lukę postawiliśmy sobie w niniejszym badaniu dwa cele: (1) oszacowanie właściwości psychometrycznych skali; oraz (2) zaproponowanie skróconej wersji narzędzia. Próba badawcza składała się z 781 osób w wieku pomiędzy16 i 81 lat (51% kobiet oraz 52% osób poniżej 40 roku życia). Analizy parametrów skali oparliśmy na konfirmacyjnej oraz eksploracyjnej analizie czynnikowej. Wyniki ujawniły problemy ze strukturą skali związane z niejednolitym kierunkiem sformułowania pytań oraz z treścią pytań dotyczących zależności. Celem ich minimalizacji wprowadziliśmy dwa rodzaje modyfikacji. Po pierwsze, wyodrębniliśmy z podskali Unikania dodatkową podskalę Zależności. Po drugie, wprowadziliśmy do skali wtórny czynnik kontrolujący wariancję kierunku formułowania pytań skali. Ostateczna wersja skali charakteryzuje się dobrymi właściwościami psychometrycznymi. Na ich podstawie oraz w oparciu o analizę treści pytań mającą na celu zachowanie różnorodności wskaźników unikania i niepokoju przywiązaniowego, zaproponowaliśmy 16-itemową skróconą wersję skali ECR-R. Parametry skali skróconej okazały się zadowalające. Wersja pełna i skrócona skali wykazują wysoką zbieżność. Średnie wyniki niepokoju obu wersji skali nie różnią się, zaś istotną różnicę odnotowano w zakresie unikania, co może wynikać z różnej ilości pytań rekodowanych pełnej i skróconej wersji podskali Unikania. Wyniki analiz są omówione w świetle zagadnień związanych z pomiarem psychometrycznym oraz teorią przywiązania. Słowa klucze: przywiązanie, bliskie związki, pomiar psychometryczny, analiza czynnikowa, model dwuczynnikowy 4

Skala Experience in Close Relationships-Revised: Struktura, rzetelnośc oraz skrócona wersja skali w polskiej próbie W obszarze badań nad przywiązaniem dominują dwie tradycje jego pomiaru. Pierwsza, klasycznie wiązana z badaniami Ainsworth i współpracowników (Ainsworth, Blehar, Waters, Wall, 1978), jest tradycją związaną z psychologią rozwojową i kliniczną, w której dominuje pomiar jakościowy i obserwacyjny przy użyciu takich metod jak metoda Obcej/Nieznanej Sytuacji (strange situation) (Ainsworth i in., 1978), czy Wywiad Przywiązania Dorosłych (Adult Attachment Interview) (opracowany przez George, Kaplan, Main w 1984). Druga tradycja wyłoniła się w latach osiemdziesiątych XX wieku, kiedy to Hazan i Shaver (1987) dostrzegli podobieństwo mechanizmów aktywizacji i funkcjonowania przywiązania u dzieci i u osób dorosłych zaangażowanych w związki intymne. Badacze skonstruowali skalę złożoną z prototypowych opisów trzech stylów przywiązania zaproponowanych przez Ainsworth. Służyła ona do oceny percepcji osób dorosłych na temat tego, który z prototypowych opisów sposobu funkcjonowania w związkach intymnych najbardziej do nich pasuje. Od tej pory ilość narzędzi samo-opisowych do badania przywiązania nastolatków i osób dorosłych zaczęła wzrastać w lawinowym tempie. Narzędzia te do dzisiaj, właściwie całkowicie, zdominowały obszar badań nad przywiązaniem (nie tylko w związkach intymnych) w psychologii społecznej oraz w psychologii osobowości. Po ponad dekadzie od przełomowego badania Hazana i Shavera - Brennan, Clark i Shaver (1998) zebrali wszystkie dostępne (opublikowane i nieopublikowane) w owym czasie skale, tworząc pulę 60 podskal (wymiarów przywiązania), zbadali nimi 1 086 studentów (63% kobiet) jednego z amerykańskich uniwersytetów oraz poddali je analizie czynnikowej. Efektem ich badań jest jedna z, uważanych dzisiaj za najlepszą (Fraley, Waller, Brennan, 2000; Mikulincer, Shaver, 2007; Ravitz, Maunder, Hunter, Sthankiya, Lancee, 2010) skala do pomiaru przywiązania 5

dorosłych Experience in Close Relationships (Brennan i in., 1998) oraz jej wersja zrewidowana Experience in Close Relationships-Revised (Fraley i in., 2000). Skala Experience in Close Relationships-Revised (ECR-R) W skali ECR-R podlegają ocenie dwa wymiary przywiązania unikanie i niepokój przywiązaniowy (Załącznik 1). Zrozumienie ich znaczenia dla przywiązania wymaga wprowadzenia w pierwotne i wtórne strategie zaspakajania potrzeb przywiązaniowych. Potrzeby te pojawiają się na skutek aktywizacji (wrodzonego) behawioralnego systemu przywiązaniowego wywołanej przez pojawienie się zagrożenia wzbudzającego u dziecka lub osoby dorosłej lęk, niepokój lub stres. Pojawiająca się wtedy (często nieuświadomiona) potrzeba bliskości z obiektem przywiązania (osobą bliską) wywołuje u jednostki na poziomie motywacyjnym tendencję do dążenia do (behawioralnej u dzieci, u dorosłych symbolicznej) bliskości z osobą bliską. Taki sposób zaspakajania potrzeby bliskości na skutek aktywizacji systemu przywiązaniowego nazywany jest pierwotną strategią przywiązaniową i charakteryzuje osoby o przywiązaniu ufnym (Mikulincer, Shaver, 2007; Shaver, Mikulincer, 2007), czyli około 60% osób w większości kultur (van IJzendoorn, Sagi-Schwartz, 2008). Pozostała część osób, opisywana w kategoriach nieufnego przywiązania, uruchamia jednak nie pierwotne, a wtórne strategie przywiązaniowe, takie jak hiperaktywizacja lub dezaktywizacja systemu przywiązaniowego i związanej z nim potrzeby bliskości. Dezaktywizacja oznacza ignorowanie (negację) potrzeby bliskości oraz poleganie tylko na sobie i nieumiejętność korzystania ze wsparcia bliskiej osoby w sytuacji stresu, zagrożenia i lęku. Pytania skali ECR-R będące wskaźnikiem tendencji osoby badanej do stosowania strategii dezaktywizacyjnej dotyczą jej poziomu unikania bliskości z obiektem przywiązania (podskala Unikania). Następna strategia wtórna - hiperaktywizacja systemu przywiązaniowego w sytuacji subiektywnego poczucia zagrożenia - wiąże się z ambiwalencją na poziomie poznawczym i motywacyjnym. U osób stosujących strategię hiperaktywizacyjną 6

występuje nadmierne rozdmuchanie potrzeby bliskości i motywacja do jej poszukiwania (lub wymuszenia) u bliskiej osoby z jednoczesnym niepokojem wynikającym z braku zaufania wobec możliwości uzyskania wsparcia z jej strony. Pytania skali ECR-R wskazujące na tendencję do stosowania tej strategii ujęte są w ramach konstruktu (podskali) Niepokoju i badają: natężenie potrzeby bliskości i lęku przed porzuceniem; poczucie braku uczucia ze strony osoby bliskiej; oraz obawy o brak wrażliwości i niewystarczającej bliskości ze strony partnera (Mikulincer, Shaver, 2007). Osoby stosujące strategię dezaktywizującą nazywane są osobami unikającymi, zaś hiperaktywizującą lękowymi lub ambiwalentnymi. Niski poziom niepokoju i unikania w skali ECR-R są wskaźnikiem ufności przywiązaniowej. Opis skali Pomimo tego, że pytania skali zostały sformułowane przez autorów tak, żeby badać związki intymne, mogą być one - za rekomendacją autorów (Fraley, 2015) - dostosowywane do relacji, którą mają badać (np. relacje z rodzicami), bądź też do badania generycznego (nie relacyjnego) przywiązania jako wewnętrznego modelu roboczego (Bowlby, 1973) nie związanego z konkretną bliską relacją. Tego rodzaju generyczne przywiązanie jest zbliżone do cechy osobowości, w szczególności do neurotyzmu, z którym niepokój przywiązaniowy koreluje w sposób umiarkowany (Noftle, Shaver, 2006). Skala jest przeznaczona do badania różnic indywidualnych w zakresie przywiązania. W związku z tym, że opisywanie różnic indywidualnych nie może być sprowadzone do określania normy versus odstępstw od niej, wyniki badania skalą ECR-R opisywane są jedynie w kategoriach różnic pomiędzy grupami. Skala ECR-R składa się z 36 pytań, wśród których połowa (18) jest wskaźnikiem niepokoju, zaś druga połowa unikania przywiązaniowego. Dwanaście pytań (67%) podskali Unikania oraz dwa pytania podskali Niepokoju (11%) są sformułowane tak, że ich punktację należy przekodować celem zsumowania ogólnego wyniku dla danej podskali. Podskale 7

Niepokoju i Unikania korelują ze sobą w sposób umiarkowany (np. r = 0.40, za Fraley, 2015). Wartości psychometryczne skali są raportowane jako zadowalające (np. Fraley, 2015; Fraley i in. 2000). Stosowanie skali w badaniach nie wymaga zezwolenia żadnego z autorów skali (Fraley, 2015). W niniejszym badaniu sformułowaliśmy dwa cele. Po pierwsze, chcieliśmy oszacować właściwości psychometryczne skali Experience in Close Relationships-Revised (ECR-R) w warunkach polskich. Po drugie, zamierzaliśmy zaproponować skróconą wersję skali. METODA Osoby badane i przebieg badania Próba składała się z 781 osób. Rozpiętość wieku osób badanych w naszym badaniu wynosiła od 16 do 81 lat. Dokładny rozkład liczebności badanych podzielony na dekady jest zamieszczony w Tabeli 1. Przy takim podziale parametry wieku w podgrupach były następujące: M = 22.270 (SD = 1.971) dla grupy badanych w wieku od 16 do 25 lat; M = 30.389 (SD = 3.023) dla grupy badanych w wieku od 26 do 35 lat; M = 40.311 (SD = 2.767) dla badanych w wieku od 36 do 45 lat; M = 51.109 (SD = 2.823) dla grupy badanych w wieku od 46 do 55 lat; oraz M = 61.720 (SD = 4.962) dla badanych w wieku od 56 do 81 lat. Grupa badana była zróżnicowana pod względem płci (51% kobiet), wykształcenia (70% badanych miało wykształcenie średnie lub wyższe), bycia aktualnie w związku intymnym (66,5%) oraz uzależnienia od alkoholu (28% uzależnionych). Wyniki różnic rozkładów liczebności w zależności od wieku osób badanych, przedstawione w Tabeli 1, wykazały brak istotnych statystycznie różnic tylko w zakresie płci badanych. Badania z użyciem skali były prowadzone w latach 2011-2013 na terenie województw: Kujawsko-Pomorskiego, Pomorskiego, Warmińsko-Mazurskiego oraz Wielkopolskiego. Dobór do próby odbył się metodą kuli śnieżnej. Przed wręczeniem skali osobie badanej badacz informował o celu prowadzenia badań, zasadzie anonimowości oraz możliwości 8

zrezygnowania z uczestnictwa w badaniu. Procedura badania zajmowała od około 5 do 10 minut. Braki danych nie przekroczyły 5%. Polska wersja skali Experience in Close Relationships-Revised Oryginalna wersja skali została przetłumaczona na język polski przez trzech niezależnych tłumaczy będących psychologami (Załącznik 1). Po dokonaniu porównania tłumaczeń i sprawdzeniu ich trafności ekologicznej wobec konstruktu teoretycznego, skala została zwrotnie przetłumaczona przez native speakera. Porównanie obu wersji tłumaczenia nie wykazało różnic w zakresie treści pozycji skali. WYNIKI Analizy statystyczne. Zanim przystąpiliśmy do analiz testujących dopasowanie teoretycznie oczekiwanego modelu pomiarowego skali do naszych danych, dokonaliśmy przeglądu pytań skali pod względem ich rozkładów jedno- i wielozmiennowych oraz jakości danych. Analizy wykazały brak przypadków ekstremalnie odstających w zakresie udzielanych odpowiedzi. Zgodnie z naszymi przypuszczeniami jednozmiennowe rozkłady zmiennych okazały się nie być dopasowane do krzywej Gausa, co wiąże się z normatywnością przywiązania ufnego wobec nieufnego we wszystkich badanych dotychczas kulturach. Podobne problemy wystąpiły w zakresie rozkładów wielozmiennowych. Celem eliminacji potencjalnych problemów z tym związanych dokonaliśmy logarytmicznej transformacji danych oraz do oszacowania dopasowania modelu pomiarowego (konfirmacyjna analiza czynnikowa) zastosowaliśmy korektę Satorry-Bentlera (1994) oraz analizowaliśmy 90% interwały ufności w zakresie możliwego błędu aproksymacji oszacowane metodą bootstrapingu (5000 iteracji). Celem przetestowania modelu pomiarowego dokonaliśmy kilku analiz. Najpierw przeprowadziliśmy konfirmacyjną analizę czynnikową (CFA) struktury skali zaproponowanej przez jej autorów (Fraley i in., 2000). Podstawą tej decyzji były wyniki wcześniejszych badań 9

przy użyciu skali ECR-R wskazujące na to, że struktura skali wykazuje stabilność strukturalną oraz dobre parametry dopasowania w wielu kulturach (np. Wei, Russell, Mallinckrodt, Vogel, 2007). Parametry dopasowania tego modelu do danych zostały przedstawione w Tabeli 2 (Model I.1). Niemniej, przyjęliśmy również, że nie jest wykluczone, iż struktura skali w próbie polskiej, bądź też specyfika naszej próby (np. włączenie grupy osób uzależnionych) mogą wpłynąć na zmniejszenie dobroci dopasowania oryginalnego modelu pomiarowego do danych. W takiej sytuacji postanowiliśmy przetestować dodatkowe modele pomiarowe skonstruowane w oparciu o: (1) wyniki eksploracyjnej analizy czynnikowej; oraz (2) analizę indeksów modyfikacyjnych konfirmacyjnej analizy czynnikowej. Dodatkowo zdecydowaliśmy się na analizę poziomu spójności wewnętrznej proponowanych czynników (mierzony wskaźnikiem Alfa Cronbacha). Ostatecznie został wybrany najbardziej oszczędny oraz relatywnie najlepiej dopasowany model pomiarowy pełnej skali ECR-R. W końcu, postanowiliśmy zaproponować skróconą (złożoną z kilkunastu pytań) wersję skali ECR-R. W tym celu dokonaliśmy analizy treściowej pytań oraz analizy parametrów dopasowania modelu pomiarowego skróconej skali do danych (Model II). Analizy przeprowadziliśmy przy użyciu pakietów lavaan (Rosseel, 2012) oraz psych (Revelle, 2011) programu R (R Core Team, 2014). Stosując eksploracyjną analizę czynnikową, wyodrębnianie liczby czynników oparliśmy na obrazie wykresu osypiska oraz ilości wartości początkowych (eigenvalue) powyżej 1. Wybraliśmy w tym celu analizę głównych składowych (PCA) z rotacją Promax (dopuszczająca korelację pomiędzy czynnikami) oraz Quatrimax (minimalizująca liczbę czynników) (Aron, Aron, Coups, 2006). Zważając na liczbę parametrów do oszacowania tego modelu (CFA) i zdając sobie sprawę z tego, że liczebność naszej próby w stosunku do parametrów oszacowania pełnego modelu pomiarowego ECR-R może być powodem wzrostu ryzyka błędu próbkowania, analizując 10

wyniki kontrolowaliśmy 90%-owe interwały pewności oszacowania błędu (RMSEA) przy ocenie dopasowania modelu do danych (Kline, 2005; Shrout, Bolger, 2002). Analiza czynnikowa Wyniki analizy Modelu I.1, opartego na teoretycznie oczekiwanej strukturze skali, są przedstawione w Tabeli 2. Pomimo tego, że indeks RMSEA wskazał na przeciętny poziom dopasowania testowanego modelu pomiarowego do danych w zakresie błędu aproksymacji (Browne, Cudeck, 1993), parametry CFI oraz TLI (.900) wskazywały jednoznacznie, że poziom dopasowania testowanego modelu do danych jest nieakceptowalny (Hu, Bentler, 1999). W związku z tym przeszliśmy do eksploracyjnej analizy czynnikowej, która miała wykazać, czy przyczyną problemu jest nieadekwatna (teoretycznie założona) klasyfikacja pytań skali do obu czynników głównych. Analiza w oparciu o rotację Promax i Quatrimax wykazały aż 7 wartości początkowych powyżej 1. Podobną ilość czynników zasugerowała również analiza wykresu osypiska. Czynniki te razem wyjaśniały 62% wariancji, w tym dwa pierwsze czynniki 41% wariancji. Drugi czynnik składał się przy tym tylko z pytań sformułowanych pozytywnie i rekodowanych celem podliczenia wyników w skalach. Wymuszenie rozwiązania trzy-czynnikowego wykazało, że: (1) trzy i jedyne w skali pytania dotyczące zależności (21, 33 i 34) jednoznacznie ładują czynnik trzeci; (2) trzy pytania (9, 11 i 32) wykazują niskie ładunki czynnikowe w obu skalach, dodatkowo ładując w zbliżonym natężeniu oba czynniki. Aby sprawdzić, czy: rekodowanie; oraz problemy związane z pytaniami o zależność i ładującymi oba czynniki wpływają istotnie na wyniki dopasowania modelu pomiarowego do danych (w CFA), sprawdziliśmy parametry dopasowania trzech nowych modeli. W tym celu zastosowaliśmy do naszych danych podejście dwuczynnikowe (bifactor model approach), w którym wprowadza się do modelu pomiarowego dwa poziomy czynników (Roussos, Stout, 1996; Seong-Hyeon, Sherry, Lee, Kim, 2011). Czynnik lub 11

czynniki pierwotne są związane z konstruktem, który skala ma teoretycznie mierzyć (u nas z przywiązaniem), zaś czynnik(i) wtórne dotyczą cech formatu skali, które mogą wyjaśniać część wspólnej wariancji odpowiedzi testowych (the response set factor). W naszych danych czynnik wtórny stanowiły pozytywnie sformułowane pytania, które muszą być rekodowane celem zsumowania wyniku w podskalach (67% pytań podskali Unikania i 11% pytań podskali Niepokoju). W pierwszym zmodyfikowanym modelu, Modelu I.2, dodaliśmy jeden wtórny (wobec Unikania i Niepokoju) czynnik latentny nazwany Pytania pozytywne kontrolujący wspólną wariancję wynikającą z rekodowania pytań. Parametry dopasowania tego modelu zaprezentowane w Tabeli 2 wzrosły w porównaniu z Modelem I.1, niemniej nadal ich poziom nie był akceptowalny. W związku z tym w Modelu I.3 wyodrębniliśmy dodatkowo ze skali Unikania trzy pytania (21, 33 i 34) tworząc trzeci, obok Unikania i Niepokoju, czynnik pierwotny, nazwany podskalą Zależności. Ponownie parametry modelu się poprawiły, lecz nadal nie były satysfakcjonujące. W związku z tym przeanalizowaliśmy indeksy modyfikacyjne modelu i na tej podstawie w Modelu I.4 dodaliśmy dodatkowo cztery kowariancje pomiędzy błędami pomiaru. Parametry tego modelu okazały się być zadowalające (Hu, Bentler, 1999). Ostateczny model pomiarowy pełnej skali ECR-R w polskiej próbie (Model I.4) jest zobrazowany na Rysunku 1. Szczegółowe parametry pomiarowe tej skali są zaprezentowane w Załączniku 2. Rzetelność podskali Niepokoju tak przygotowanego narzędzia okazała się być bardzo dobra (Alfa =.920). Mniejszą, aczkolwiek nadal dobrą spójność wewnętrzną uzyskaliśmy dla podskali Unikania (Alfa =.875). Wersja skrócona skali Celem wybrania pytań do wersji skróconej skali, każde z pytań było usuwane ze skali z oszacowaniem pogorszenia parametrów dopasowania modelu. Analizowaliśmy przy tym 12

treść pytań celem uniknięcia wyboru do skróconej wersji skali pytań redundantnych (wysoko ze sobą korelujących), co mogłoby doprowadzić do znacznego treściowego zubożenia skali. Na tej podstawie wybrano pytania, których usunięcie ze skali powodowało relatywnie największy spadek dopasowania przy zachowaniu różnorodności wskaźników przywiązania. W efekcie powstał model pomiarowy z dwoma połączonymi kowariancją czynnikami latentnymi, z których każdy składał się z 8 pytań (Model II w Tabeli 2). Są one relatywnie najlepszymi wskaźnikami podskal Unikania (20, 22, 24, 26, 28, 29, 30, 35) oraz Niepokoju (2, 4, 6, 8, 12, 15, 16, 18) w obrębie analizowanych przez nas danych. Parametry tego modelu wymienione w Tabeli 2 wskazują na dobre dopasowanie modelu do danych. Szczegółowe parametry pomiarowe tej skali są zaprezentowane w Załączniku 3. Analiza rzetelności wykazała dobrą spójność wewnętrzną podskal Niepokoju (Alfa =.886), oraz Unikania (Alfa =.810). Znaczenie modyfikacji struktury skali ECR-R dla wyników pomiaru Korelacje podskal wersji pełnej ECR-R (Model I.1) oraz wersji skróconej (Model II) wyniosły.966; p <.001 dla podskali Niepokoju oraz.920; p <.001 dla podskali Unikania. Korelacje pomiędzy podskalami Unikania i Niepokoju wyniosły.440; p <.001 dla skali pełnej oraz.348; p <.001 dla skali skróconej. Analiza różnic średnich wyników unikania i niepokoju obu wersji skali przy pomocy testu ANOVA (z korektą Welcha) wykazała istotne statystycznie różnice pomiędzy wynikami podskali Unikania, F(1, 1561) = 67.667; p <.001, wskazując na istotną różnicę pomiędzy niższym poziomem unikania przy pomiarze skróconą wersją skali (M = 2.593), aniżeli przy pomiarze wersją pełną (M = 3.003). Wyniki w zakresie podskali Niepokoju nie wykazały istotnych statystycznie różnic średnich wyników przy pomiarze skalą skróconą (M = 3.046) oraz pełną (M = 3.165). 13

DYSKUSJA Dwa cele były wiodące w naszym badaniu. Po pierwsze, chcieliśmy oszacować właściwości psychometryczne skali Experience in Close Relationships-Revised (ECR-R) w polskich warunkach. Po drugie, naszym celem było także zaproponowanie skróconej wersji skali ECR-R. Pomimo problemów w zakresie oryginalnej struktury czynnikowej skali, dodanie do obu czynników pierwotnych (Unikania i Niepokoju) czynnika badającego zależność w bliskich związkach oraz czynnika wtórnego związanego z kierunku formułowania pytań skali ostatecznie pozwoliło nam na opracowanie struktury skali o dobrych właściwościach psychometrycznych w obszarze naszych danych. Dodatkowo, zaproponowaliśmy skróconą wersję skali. Modyfikacja skali polegająca na jej skróceniu okazała się mieć istotny wpływ na średnie wyniki unikania przywiązaniowego, nie wpływając na wyniki niepokoju. Struktura skali ECR-R w polskich warunkach Pomimo zwykle raportowanych dobrych właściwości psychometrycznych skali ECR w różnych kulturach (np. Wei i in., 2007), analiza właściwości skali w naszej próbie wskazała na dwa istotne problemy. Pierwszy z nich związany był ze zróżnicowanym formatem pytań, drugi zaś z pytaniami dotyczącymi komfortu w zakresie zależności w bliskich związkach. Zróżnicowany format pytań Aż 12 pytań podskali Unikania (67%) oraz dwa pytania podskali Niepokoju skali ECR-R są sformułowane tak, aby wskazywać na ufność przywiązaniową (pytania pozytywne wskazujące na niski poziom unikania i niepokoju). Zatem, w celu podsumowania wyników w podskalach należy wcześniej te pytania rekodować (w skali Likerta od 1 do 7 trzeba przekodować wynik 1 na 7, 2 na 6, itd.). Cel takiej strategii konstruowania skal jest poniekąd teoretycznie uzasadniony. Umieszczenie w puli pytań skali np. tylko pozytywnie sformułowanych itemów mogłoby stwarzać sytuację, w której respondent odpowiadałby 14

automatycznie na wszystkie pytania skali używając zdecydowanie częściej i bez głębszego zastanowienia jednego z końców skali Likerta. W sytuacji pozytywnego sformułowania pytań byłoby to przyczyną stronniczości metody badania sprzyjającej występowaniu wyraźnego wzorca ugodowości w odpowiedziach respondentów (van de Vijver, Leung, 1997). Pomimo teoretycznego uzasadnienia, problem z taką strategią konstruowania skal jest jednak wieowymiarowy. Po pierwsze, nie mamy pewności, czy w efekcie zastosowania strategii rekodowania faktycznie uniknęliśmy tendencji badanych do stosowania określonego stylu odpowiedzi, który wynikałby z błędu metody, nie poziomu mierzonej cechy. Po wtóre, warto zaznaczyć, że problem ugodowości (acquiscence) nie musi być jedynym powodem stronniczości metody i może wystąpić obok innych stylów odpowiedzi testowych, takich jak braku ugodowości (disaquiscence), ekstremalnego (extremity), czy uśrednionego (middling) stylu odpowiedzi testowych (np. He, van de Vijver, 2013; Hamamura, Heine, Paulhus, 2008). Ponadto, kontrolowanie efektu stylu odpowiedzi testowych respondentów (ugodowości, bądź innych) opiera się dzisiaj raczej na metodach statystycznych kontrolujących zakres wariancji odpowiedzi wynikający ze stylu odpowiedzi testowych, wykraczający poza poziom badanej cechy (np. He, van de Vijver, 2013). Nie potrzebujemy zatem odwrotnie formułowanych pytań do kontroli stylu odpowiedzi testowych. W końcu, co najważniejsze, wiele badań wskazuje na to, że rekodowanie wpływa istotnie na obniżenie trafności skali, w tym na niższą korelację skala-pytanie, strukturę czynnikową skali oraz na różnice w zakresie średnich wartości pytań rekodowanych i nierekodowanych (np. Roszkowski, Soven, 2010). Efekt ten wydaje się być widoczny również w naszych wynikach, gdzie wartości średnie wyniku unikania mierzone wersją skróconą i pełną skali różnią się w sposób istotny statystycznie. Może się to wiązać z tym, że wersja pełna skali zawiera więcej pytań nierekodowanych, zaś wersja skrócona prawie wyłącznie (poza jednym) pytania rekodowane. Ponadto, istotna uzyskana w naszym badaniu 15

poprawa w zakresie dopasowania modelu pomiarowego do danych po wprowadzeniu do modelu czynnika wtórnego kontrolującego wariancję pytań rekodowanych (Pytania Pozytywne), wydaje się potwierdzać wątpliwą wartość rekodowania oraz pozostaje w szeregu wcześniejszych wyników badań wskazujących na ten sam problem ze zróżnicowanym formatem odpowiedzi skali ECR (Seong-Hyeon i in., 2011; Wei i in., 2007). Pomimo przedstawionych w niniejszym badaniu wyników nie zalecamy jednak pomijania rekodowania pytań zaproponowanego w oryginalnej wersji skali ECR-R (Brennan i in., 1998; Fraley i in., 2000). Taka zmiana, bez udokumentowania znaczenia jednolitego i zróżnicowanego formułowania pytań skali ECR-R dla wyników pomiaru, może doprowadzić do zmian struktury podskal i przez to podważyć porównywalność wyników badania przy użyciu (jednoformatowej) skali ECR-R z wcześniej opublikowanymi raportami badań z zastosowaniem tej skali (ze zróżnicowanym formatem pytań). Podskala Zależności Drugi problem związany ze strukturą skali w analizowanych przez nas danych dotyczył wszystkich pytań skali ECR-R dotyczących zależności, które nie ładowały dwóch głównych czynników skali. Są to pytania: 21. Trudno mi pozwolić sobie na to, by być całkowicie zależnym/ą od bliskich mi osób, 33. Czuję się dobrze zależąc od bliskich mi osób, oraz 34. Łatwo jest zależeć od bliskich mi osób. Wyodrębnienie dodatkowego, obok Unikania i Niepokoju, czynnika pierwotnego Zależność, spośród pytań skali ECR-R, poprawiło poziom dopasowania naszego modelu pomiarowego do danych. Taka struktura skali jest zgodna ze strukturą innej skali Adult Attachment Scale (Collins, Read, 1990), w której autorzy wyodrębnili podskale Bliskość, Niepokój i Zależność. Niemniej możliwe jest także, iż pomimo ustaleń pierwszej autorki w zakresie sposobu tłumaczenia angielskiego słowa dependence oraz potwierdzającego je tłumaczenia zwrotnego skal (Lubiewska, tłumaczenie skali Adult Attachment Scale, z podskalą Dependence, celem 16

realizacji projektu Value-of-Children and Intergenerational Relations w Polsce), takie tłumaczenie może stać w sprzeczności z ekologiczną trafnością skali. Angielskie słowo depend może nieść ze sobą dwa znaczenia: (1) zależeć od kogoś; lub (2) polegać na kimś, liczyć na kogoś (synonimy rely, trust) (Linde-Usienkiewicz, 2005). Nasze tłumaczenie skali ECR-R obejmowało pierwsze z tych znaczeń. Słowo zależność może być jednak w języku polskim nacechowane pejoratywnym znaczeniem związanym z niemożliwością wyboru i koniecznością bycia zależnym od innych. W taki sposób może być, w szczególności, rozumiane przez osoby starsze. Warto zatem w następnym badaniu przy użyciu tej skali zastosować podwójne lub odmienne, aniżeli nasze, tłumaczenie tych trzech pytań celem ponownego sprawdzenia struktury czynnikowej skali ECR-R. Wpływ skrócenia skali ECR-R na wyniki pomiaru W naszym badaniu oprócz oszacowania parametrów pełnej skali ECR-R zaproponowaliśmy także jej wersję skróconą. Czasami zastosowanie 36 pytań skali w badaniu, w które włączone jest wiele skal może być problematyczne i lepszym rozwiązaniem może być zastosowanie wersji skróconej skali, złożonej z 16 pytań. Skracając skalę ECR-R mieliśmy na uwadze treść pytań, celem zachowania różnorodności wskaźników przywiązania obecnych w wersji pełnej skali, oraz parametry psychometryczne pytań. Nasza dbałość o często sprzeczne ze sobą - bogactwo wskaźników, jak i dobre parametry psychometryczne podskal - wpłynęła prawdopodobnie na nieco gorsze parametry dopasowania modelu skróconej skali do danych, aniżeli w przypadku skali pełnej. Należy jednak podkreślić, że wersja skrócona skali ECR-R wykazuje dobre parametry pomiarowe oraz niższą, aniżeli skala pełna, korelację pomiędzy wynikami unikania i niepokoju. Wskazuje to na mniejszą wspólną wariancję wskaźników obu podskal w wersji skróconej w porównaniu z pełną, co jest korzystnym efektem z punktu widzenia pomiaru. W końcu warto również zaznaczyć bardzo wysoką korelację podskal wersji skróconej i pełnej oraz stabilność pomiaru wartości średnich podskali Niepokoju. Jak 17

już wskazaliśmy wcześniej, podskala Unikania jest wrażliwa na zmianę wersji skali co naszym zdaniem jest spowodowane zróżnicowaną liczbą pytań pozytywnie- i negatywniesformułowanych w pełnej i skróconej wersji skali. Ograniczenia badań i wskazówki praktyczne Nasze badanie zostało przeprowadzone na próbie 781 osób, która nie może być traktowana jako reprezentatywna i stanowiąca punkt porównania (normy) dla innych badań. Niemniej, w oparciu o zaprezentowane w niniejszym artykule wyniki możemy sformułować kilka wskazówek dotyczących stosowania skali ECR-R w warunkach polskich. Po pierwsze, zalecamy zastosowanie skali z wyodręnionym z podskali Unikania trzecim czynnikiem Zależności. Ponadto, sugerujemy także jeżeli będzie to możliwe kontrolowanie wspólnej wariancji pytań wynikającej ze zróżnicowanego kierunku formułowania pytań, np. poprzez wprowadzenie czynnika wtórnego (tutaj Pytania Pozytywne) do modelu pomiarowego. Niemniej, zdecydowanie zalecamy oparcie decyzji dotyczących struktury skali ECR-R w oparciu o wyniki analizy czynnikowej w obszarze konkretnych danych. Ponadto, zalecamy stosowanie skali skróconej (numery pytań: Niepokój 2, 4, 6, 8, 12, 15, 16, 18; oraz Unikanie 20, 22, 24, 26, 28, 29, 30, 35), która wydaje się cechować dobrymi parametrami pomiarowymi oraz podstawami teoretycznymi. 18

Literatura: Ainsworth M. D. S., Blehar, M. Waters E., Wall S. (1978). Patterns of attachment: A psychological study of the Strange Situation. Hillsdale, NJ: Erlbaum. Aron A., Aron E. N., Coups E. J. (2006). Statistics for Psychology. New Jersey: Pearson. Bowlby J. (1973). Separation: Anxiety, and anger. Attachment and loss, vol. 2. New York: Basic. Brennan K. A., Clark C. L., Shaver P. (1998). Self-report measurement of adult attachment: An integrative overview. [w:] J. A. Simpson, W. S. Rholes (red.), Attachment theory and close relationships, 46-76. New York: The Guilford Press. Browne M. W., Cudeck R. (1993). Alternative ways of assessing model fit. [w:] K. A. Bollen, J. S. Long (red.), Testing structural equation models,136-162. Newbury Park, CA: Sage. Collins N. L., Read J. R. (1990). Adult attachment, working models, and relationship quality in dating couples. Journal of Personality and Social Psychology, 58, 644-663. Fraley R. C. (2015). Information on the Experiences in Close Relationships-Revised (ECR-R) Adult Attachment Questionnaire. Pobrano 2.03.2015 z: http://internal.psychology.illinois.edu/~rcfraley/measures/ecrr.htm Fraley R. C., Waller N. G., Brennan K. A. (2000). An item-response theory analysis of selfreport measures of adult attachment. Journal of Personality and Social Psychology, 78, 350-365. Hamamura T., Heine S. J., Paulhus, D. L. (2008). Cultural differences in response styles: The role of dialectical thinking. Personality and Individual Differences, 44, 932-942. Hazan C., Shaver, P. (1987). Romantic love conceptualized as an attachment process. Journal of Personality and Social Psychology, 52, 511-524. 19

He J., van de Vijver F. J. R. (2013). A general response style factor: Evidence from a multi-ethnic study in the Netherlands. Personality and Individual Differences, 55, 794-800. Hu L.-T., Bentler P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indices in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6, 1-55. Kline R. B. (2005). Principles and practice of Structural Equation Modeling (second edition). New York: The Guilford Press. Linde-Usienkiewicz J. (red.) (2005). Wielki słownik angielsko-polski. Warszawa: PWN. Mikulincer M., Shaver P. R. (2007). Attachment in adulthood: Structure, dynamics, and change. New York, NY: Guilford Press. Noftle E. E., Shaver P. R. (2006). Attachment dimensions and the big five personality traits: Associations and comparative ability to predict relationship quality. Journal of Research in Personality, 40, 179-208. R Core Team (2014). R: A language and environment for statistical computing. Pobrane z: http://cran.r-project.org. Ravitz P., Maunder R., Hunter J., Sthankiya B., Lancee W. (2010). Adult attachment measures: A 25-year review. Journal of Psychometric Research, 69, 419-432. Revelle W. (2011). Package psych. Pobrane z: http://www.personality-project.org/r. Rosseel Y. (2012). lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling. Journal of Statistical Software, 48, 1-36. Pobrane z: http://www.jstatsoft.org/v48/i02/. Roussos L., Stout W. (1996). A multidimensionality-based DIF analysis paradigm. Applied Psychological Measurement, 20, 355-371. 20

Roszkowski M. J., Soven M. (2010). Shifting gears: Consequences of inducing two negatively worded items in the middle of a positively worded questionnaire. Assessment & Evaluation in Higher Education, 35, 117-134. Satorra A., Bentler P. M. (1994). Corrections to test statistics and standard errors in covariance structure analysis. [w:] A. von Eye, C. C. Clogg (red.), Latent variables analysis: Applications to developmental research, 399-419. Thousand Oaks: Sage. Shaver P. R., Mikulincer M. (2007). Podejście behawiorystyczne do miłości romantycznej. Systemy: Przywiązania, opieki i seksualny. [w:] R. J. Sternberg, K. Weis (red.), Nowa psychologia miłości, 30-59. Taszów: Biblioteka Moderatora. Shrout P. E., Bolger N. (2002). Mediation in experimental and nonexperimental studies: New procedures and recommendations. Psychological Methods, 7, 422 445. Seong-Hyeon K., Sherry A. R., Lee Y.-S., Kim C.-D. (2011). Psychometric properties of a translated Korean adult attachment measure. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 44, 135-150. van de Vijver F., Leung K. (1997). Methods and data analysis for cross-cultural research. Thousand Oaks: Sage. van IJzendoorn M. H., Sagi-Schwartz A. (2008). Cross-cultural patterns of attachment. Universal and contextual dimensions. [w:] J. Cassidy, P. R. Shaver (red.), Handbook of attachment. Theory, research, and clinical applications, 880-905. New York, NY: The Guilford Press. Wei M., Russell D. W., Mallinckrodt B., Vogel D. L. (2007). The Experience in Close Relationship Scale (ECR)-Short Form: Reliability, validity, and factor structure. Journal of Personality Assessment, 88, 187-204. 21

Tabela 1 Różnice Rozkładów Liczebności Próby w Różnych Grupach Wiekowych w Zależności od Płci, Wykształcenia, Bycia w Związku Romantycznym oraz Uzależnienia od Alkoholu (N = 781) Grupa Płeć Wykształcenie W związku Uzależnieni od alkoholu wiekowa (n) Kobiety Mężczyźni Podstawowe Zawodowe Średnie Wyższe Tak Nie Tak Nie 16-25 (167) 101 64 7 5 131 24 93 74 8 159 26-35 (157) 73 85 9 19 5 74 112 45 44 116 36-45 (155) 75 76 12 42 53 49 102 52 62 95 46-55 (152) 75 72 18 45 55 32 107 40 60 92 56-81 (145) 66 73 29 47 52 16 98 47 45 100 Total (%) 390 (51.0) 370 (49.0) 75 (9.6) 158 (20.4) 348 (44.8) 195 (25.2) 512 (67.0) 258 (33.0) 219 (28.0) 562 (72.0) Braki danych (%) 21 (2.7) 5 (0.6) 11 (1.4) - χ 2 9.109 (4) 181.676 (12)*** 13.102 (4)* 65.454 (4)*** * p <.05.** p <.010. *** p <.001. 22

Tabla 2 Parametry Dopasowania Różnych Modeli Pomiarowych z Korektą Satorry-Bentlera 2-Czynnikowej Skali Experience in Close Relationships- Revised (ECR-R) w Wersjach Pełnej oraz Skróconej Skali Model pomiarowy df χ2 RMSEA 90%CI CFI TLI Model I: Modele w obrębie pełnej wersji skali ECR-R (36 pytań) Model I.1: Teoretyczna struktura skali 593 3400.580.078.076;.080.743.727 Model I.2: Model I.1 + Czynnik Pytania Pozytywne 577 2679.162.068.066;.071.808.790 Model I.3: Model I.2 + Czynnik Zależność 574 2253.077.061.059;.063.846.831 Model I.4: Model I.3 + cztery kowariancje błędów + 570 1473.165.045.043;.047.917.909 Model II: Wersja skrócona skali ECR-R ++ (16 pytań) 103 355.097.056.051;.061.946.938 Nota. Wszystkie wartości χ2 są istotne statystycznie na poziomie p <.001. + kowariancje pomiędzy błędami pomiarowymi par pytań: 1-2, 9-11, 26-27, 30-31. ++ Model z kowariancją pomiędzy podskalą Unikania (20, 22, 24, 26, 28, 29, 30, 35) oraz Niepokoju (2, 4, 6, 8, 12, 15, 16, 18). 23

Rysunek 1. Optymalny model pomiarowy skali pełnej ECR-R (Model I.3) w polskiej próbie. 24

Załącznik 1. Skala Experience in Close Relationships-Revised Instrukcja: Poniższe twierdzenia dotyczą tego, jak czuje się Pan(i) w bliskich związkach, w których Pan(i) był(a), bądź jest aktualnie. Interesuje nas przede wszystkim to, jak ogólnie rzecz biorąc doświadcza Pan(i) bliskich związków z innymi ludźmi w swoim życiu, a nie tylko to, co się aktualnie w nich dzieje. Twierdzenia, które Pan(i) przeczyta poniżej dotyczą osoby lub osób bliskich, ważnych dla Pana/-i kiedyś lub teraz. Czytając je proszę myśleć o Pana/-i relacjach z wszystkimi bliskimi osobami w Pana/-i życiu lub o konkretnej ważnej dla Pana/-i osobie (np. mężu, partnerce, matce). Proszę ustosunkować się do każdego z poniższych stwierdzeń poprzez otoczenie kółkiem odpowiedniej cyfry określającej stopień, w jakim Pan(i) zgadza się lub się nie zgadza z danym stwierdzeniem: 1 2 3 4 5 6 7 zdecydowanie się nie zgadzam nie zgadzam się raczej się nie zgadzam nie mam zdania raczej się zgadzam zgadzam się zdecydowanie się zgadzam 1. Boję się, że stracę miłość bliskiej mi osoby. 2. Często martwię się, że bliska dla mnie osoba nie będzie chciała ze mną być. 3. Często martwię się, że bliska mi osoba tak naprawdę mnie nie kocha. 4. Martwię się tym, że bliskie dla mnie osoby nie troszczą się o mnie tak bardzo, jak ja troszczę się o nie. 5. Często chciałbym/chciałabym żeby uczucia bliskiej mi osoby wobec mnie były tak silne, jak moje uczucia wobec niej. 6. Bardzo martwię się o swoje bliskie związki. 7. Gdy przez dłuższy czas nie widzę bliskiej mi osoby, martwię się, że mogła zainteresować się kimś innym. 8. Kiedy okazuję swoje uczucia bliskim osobom, boję się, że one nie będą czuły tego samego wobec mnie. 9. Rzadko martwię się o to, że bliska mi osoba mogłaby mnie zostawić. 10. Bliskie mi osoby sprawiają, że zaczynam w siebie wątpić. 11. Rzadko martwię się o to, że zostanę porzucony/a. 12. Zauważam, że bliskie mi osoby nie chcą zbliżyć się do mnie tak bardzo, jak bym tego chciał(a). 13. Czasami bliskie mi osoby zmieniają swoje uczucia wobec mnie bez wyraźnego powodu. 25

14. Moje pragnienie bycia blisko czasami odstrasza innych. 15. Obawiam się, że kiedy ważna dla mnie osoba już mnie pozna, nie spodoba jej się to, kim naprawdę jestem. 16. Denerwuje mnie to, że nie dostaje takiego uczucia i wsparcia od bliskich mi osób, jakiego potrzebuję. 17. Martwię się, że nie sprostam oczekiwaniom innych ludzi. 18. Bliskie mi osoby wydają się zauważać mnie tylko wtedy, kiedy jestem zły/zła. 19. Wolę nie pokazywać bliskiej mi osobie, jak naprawdę się czuję. 20. Dzieląc się swoimi prywatnymi myślami i uczuciami z bliską mi osobą czuję się dobrze. 21. Trudno mi pozwolić sobie na to, by być całkowicie zależnym/ą od bliskich mi osób. 22. Dobrze się czuję będąc blisko z ważnymi dla mnie osobami. 23. Nie czuję się dobrze, kiedy otwieram się przed bliskimi mi osobami. 24. Wolę nie być zbyt blisko z ważnymi dla mnie osobami. 25. Zaczynam czuć się źle, kiedy ważna dla mnie osoba chce być bardzo blisko. 26. Zauważam, że względnie łatwo jest mi zbliżyć się do bliskiej dla mnie osoby. 27. Nie jest mi trudno zbliżyć się do ważnej dla mnie osoby. 28. Zazwyczaj rozmawiam o moich problemach i troskach z bliską mi osobą. 29. Pomaga mi, kiedy w potrzebie zwrócę się do bliskiej mi osoby. 30. Bliskiej mi osobie mówię o wszystkim. 31. Wszystkie sprawy omawiam z bliską mi osobą. 32. Denerwuję się kiedy ważne dla mnie osoby za bardzo się do mnie zbliżają. 33. Czuję się dobrze zależąc od bliskich mi osób. 34. Łatwo jest zależeć od bliskich mi osób. 35. Łatwo jest okazywać czułość bliskiej mi osobie. 36. Ważna dla mnie osoba naprawdę rozumie mnie i moje potrzeby. Niepokój: pytania 1-18; Unikanie: pytania 19-36. Pytania rekodowane: 9, 11, 20, 22, 26-31, 33-36. 26

Załącznik 2. Parametry Pomiarowe Pełnej Skali ECR-R (N = 781) Typ parametru: Wartości parametrów Niewystandardyzowane SE Wystandardyzowane 1 <- Niepokój 1.000.644 2 <- Niepokój 1.073***.037.717 3 <- Niepokój 1.079***.061.728 4 <- Niepokój.897***.056.643 5 <- Niepokój.780***.055.557 6 <- Niepokój 1.063***.061.717 7 <- Niepokój 1.097***.061.746 8 <- Niepokój 1.153***.060.810 10 <- Niepokój.939***.057.661 12 <- Niepokój 1.055***.058.753 13 <- Niepokój.967***.055.719 14 <- Niepokój.954***.055.717 15 <- Niepokój 1.066***.059.754 16 <- Niepokój.982***.057.707 17 <- Niepokój.837***.055.607 18 <- Niepokój.908***.053.696 19 <- Unikanie 1.000.422 20 <- Unikanie 1.443***.133.665 22 <- Unikanie 1.105***.113.528 23 <- Unikanie 1.172***.123.496 24 <- Unikanie 1.248***.126.539 25 <- Unikanie 1.093***.119.463 26 <- Unikanie 1.234***.121.575 27 <- Unikanie 1.280***.125.576 28 <- Unikanie 1.710***.148.802 29 <- Unikanie 1.559***.137.771 30 <- Unikanie 1.568***.143.692 31 <- Unikanie 1.443***.134.652 35 <- Unikanie 1.494***.136.695 36 <- Unikanie 1.516***.137.704 Kowariancje: 27

Niepok. Unik..059***.007.495 1-2.168***.012.648 30-31.118***.009.628 24-25.144***.012.513 26-27.096***.009.440 Wariancje błędu: e1.295.016.585 e2.227.012.485 e3.215.012.470 e4.238.013.586 e5.283.015.690 e6.223.012.486 e7.200.011.444 e8.145.008.344 e10.237.013.563 e12.177.010.432 e13.182.010.482 e14.180.010.487 e15.180.010.431 e16.202.011.501 e17.251.013.632 e18.184.010.516 e19.317.017.822 e20.180.010.557 e22.216.011.721 e23.288.015.754 e24.262.014.710 e25.300.016.785 e26.211.011.669 e27.226.012.668 e28.110.007.357 e29.114.007.406 e30.183.010.521 e31.193.011.575 e35.164.009.517 e36.160.009.504 * p <.05.** p <.010. *** p <.001. 28

Załącznik 3. Parametry Pomiarowe Skróconej Wersji Skali ECR-R (N = 781) Typ parametru: Wartości parametrów Niewystandardyzowane SE Wystandardyzowane 2 <- Niepokój 1.000.703 4 <- Niepokój 0.768***.049.604 6 <- Niepokój 1.014***.056.697 8 <- Niepokój 1.063***.053.790 12 <- Niepokój 0.944***.050.730 15 <- Niepokój.954***.051.731 16 <- Niepokój.905***.050.698 18 <- Niepokój 0.750***.043.677 20 <- Unikanie 1.000***.613 22 <- Unikanie.678***.061.456 24 <- Unikanie.761***.069.450 26 <- Unikanie.860***.070.510 28 <- Unikanie 1.344***.076.838 29 <- Unikanie 1.160***.068.795 30 <- Unikanie 1.258***.079.715 35 <- Unikanie 1.028***.070.644 Kowariancje: Niepok. Unik..500***.064.376 Wariancje błędu: e2 1.999.115.506 e4 2.010.109.636 e6 2.126.121.515 e8 1.330.084.376 e12 1.527.090.468 e15 1.543.091.465 e16 1.683.096.513 e18 1.299.073.542 e20 1.504.083.625 e22 1.577.083.792 e24 2.060.108.798 e26 1.899.101.740 e28.691.052.298 29

e29.710.047.369 e30 1.365.081.488 e35 1.346.075.585 Niepokój 1.950.181 1.000 Unikanie 0.903.101 1.000 * p <.05.** p <.010. *** p <.001. 30