PSIHOLOŠKA OBZORJA Slovenska znanstveno-strokovna psihološka revija (uradna revija Društva psihologov Slovenije) Glavna in odgovorna urednica izr. prof. dr. Cveta Razdevšek Pučko HORIZONS OF PSYCHOLOGY Official Journal of the Slovenian Psychological Association Editor-in-Chief Assoc. Prof. Dr. Cveta Razdevšek Pučko Izdaja /Published by Društvo psihologov Slovenije (Slovenian Psychological Association) Ljubljana ISSN 1318-1874 Letnik (Volume) 19, številka (Number) 3, 2010 PSIHOLOŠKA OBZORJA HORIZONS OF PSYCHOLOGY Slovenska znanstveno-strokovna psihološka revija Official Journal of the Slovenian Psychological Association Letnik (Volume) 19, številka (Number) 3, 2010, ISSN 1318-1874 Izdaja / Published by Društvo psihologov Slovenije / Slovenian Psychological Association Ulica Stare pravde 2, 1000 Ljubljana, Slovenija Glavna in odgovorna urednica / Editor-in-Chief CvEtA Razdevšek Pucko Univerza v Ljubljani, Pedagoška fakulteta Oddelek za temeljni pedagoški študij Kardeljeva ploščad 16, 1000 Ljubljana, Slovenija Tel. +386 (0)1 5892 328, Fax: +386 (0)1 5347 997 email: cveta.razdevsek@pef.uni-lj.si Uredniški odbor / Editorial Board Gašper Cankar Luka Komidar Anja Podlesek Mojca Vizjak Pavšič Urška Zuoelj Tiziano a oostini KarinBakračevič Vukman Valentin Bucik Robert Cvetek Darja Kobal Orum Dare Kovačič Uredniški svet / Scientific Board Lidija Maoajna Vlado Miheljak Aljoscha Neubauer Sonja Pečjak Aroio Sabadin Meta Shawe-Taylor Vera Slodnjak Oreoor Sočan Irena Šiniooj Batistič Lea Šuoman Bohinc Vladimir Takšič Predrao Zarevski Maja Zupančič Lektoriranje angleških ključnih besed, vsebinska obdelava in razvrstitev besedila: Maja Furlan Oblikovanje ovitka: Jana Leskovec Tehnično urejanje in prelom: Luka Komidar Tisk: Tiskarna Vovk d.o.o., Domžale Pogostost izhajanja: Na leto izidejo štiri številke Ustanovitelj, izdajatelj in založnik: Društvo psihologov Slovenije Naročniški naslov: Psihološka obzorja, Društvo psihologov Slovenije, Ulica Stare pravde 2, 1000 Ljubljana, Slovenija, telefon/fax: +386 (0)1 282 1086 Davčna številka: SI 51264218; Poslovni račun: 02010-0091342732 © 2010 Društvo psihologov Slovenije. Revija je zaščitena z zakonom o avtorskih pravicah. Revija v celoti ali katerikoli njen del ne smeta biti razmnoževana ali posredovana na noben način (fotokopije, mikrofilmi, elektronsko posredovanje, snemanje, prevajanje) brez predhodnega pisnega privoljenja izdajatelja. Bibliografski zapisi o prispevkih, objavljenih v reviji Psihološka obzorja so ustrezno kategorizirani in vključeni v slovensko podatkovno zbirko COBIB. Revija je opredeljena kot pomembna in odmevna znanstvena in strokovna periodična publikacija v psihološki znanosti, torej so objave v njej visoko referenčne za napredovanje v znanstvenih in strokovnih nazivih. Psihološka obzorja so indeksirana v PsycINFO, svetovni bibliografski bazi psihološke literature. Revija izhaja s finančno podporo Agencije za raziskovalno dejavnost Republike Slovenije ter Znanstvenoraziskovalnega inštituta Filozofske fakultete Univerze v Ljubljani. Vsebina Znanstveni empiričnoraziskovalni in teoretsko-pregledni prispevki Sanja Smojver-Ažič, Ivanka Živčič-Bečirevič in Ines Jakovčič 5 Osebnostne poteze in akademska ter socialna prilagojenost študentov novincev v povezavi z življenjskim zadovoljstvom in depresivnostjo Eva Boštjančič 19 Ali lahko govorimo o organizacijski pripadnosti študentov fakulteti? Marina Furlan 35 Primerjalna študija stališč študentov do dvojezičnosti Sara Tement, Christian Korunka in Ajda Pfifer 53 Merjenje usklajevanja dela in družinskega življenja: Validacija slovenskih verzij vprašalnikov konflikta in obogatitve med delom in družino Ana Kozina, Mojca Rozman in Tina Rutar Leban 75 Preliminarna raziskava merskih značilnosti Vprašalnika o odnosih s starši (VOS) Tomaž Erzar, Matej Torkar in Katarina Kompan Erzar 89 Občutljivost za sram in njeni korelati pri parih Novi doktorati Marko Polič 103 Predstavitev doktorske disertacije "Miselni modeli radioaktivnosti in odnos do radioaktivnih odpadkov" (dr. Nadja Železnik) Poročila Mojca Vizjak Pavšič in Karin Bakračevič Vukman 109 VI. kongres psihologov Slovenije z mednarodno udeležbo v Rogaški Slatini Predvideni prispevki v številki 4 letnika 19 (2010) Psiholoških obzorij 115 Navodilo avtorjem prispevkov 119 Contents Scientific papers (empirical research and theoretical papers/reviews) Sanja Smojver-Ažič, Ivanka Živčič-Bečirevič and Ines Jakovčič 5 The Contribution of Personality Traits and Academic and Social Adjustment to Life Satisfaction and Depression in College Freshmen Eva Boštjančič 19 Can we speak about students' organizational commitment to their faculty? Marina Furlan 35 A comparative study on students' attitudes towards bilingualism Sara Tement, Christian Korunka and Ajda Peieer 53 Toward the assessment of the work-family interface: Validation of the Slovenian versions of work-family conflict and work-family enrichment scales Ana Kozina, Mojca Rozman and Tina Rutar Leban 75 Metric characteristics of Children-parents relationship questionnaire (VOS): a preliminary study Tomaž Erzar, Matej Torkar and Katarina Kompan Erzar 89 Shame-proneness and its correlates in couples New PhD theses Marko Polič 103 Presentation of the PhD thesis "Mental models of radioactivity and attitudes toward radioactive waste" (Nadja Železnik, PhD) Reports Mojca Vizjak Pavsic and Karin Bakracevic Vjkman 109 Report from the 6th Congress of Slovenian Psychologists with international participation in Rogaska Slatina Content of the next issue, No. 4, Vol. 19 (2010), of Horizons of Psychology 115 Instructions for contributors 121 Psihološka obzorja /Horizons of Psychology, 19, 3, 5-34 (2010) © Društvo psihologov Slovenije 2010, ISSN 1318-187 Znanstveni empiričnoraziskovalni prispevek The contribution of personality traits and academic and social adjustment to life satisfaction and depression in college freshmen Sanja Smojver-Azic, Ivanka Zivcic-Becirevic* and Ines Jakovcic Department of Psychology, Faculty of Humanities and Social Sciences, University of Rijeka, Croatia Abstract: The aim of this study is to investigate the role of personality traits and student academic and social college adjustment to their overall life satisfaction and depression. Sample of 492 freshmen completed a battery of measures. Hierarchical regression analyses are applied to analyze the contribution of predictor variables on life satisfaction and depression in the group of male and female students. After controlling for the personality traits, college adjustment had a significant contribution to student depression and life satisfaction. Optimism has a significant protective role only with male, but not with female students. Key words: life satisfaction, depression, optimism, adjustment, students Prispevek osebnostnih potez in akadamske ter socialne prilagojenosti k zadovoljstvu z življenjem in depresivnostjo univerzitetnih novincev Sanja Smojver-Ažič, Ivanka Živčič-Bečirevič* in Ines Jakovčič Oddelek za psihologijo, Fakulteta za družbene vede, Univerza v Rijeki, Hrvaška Povzetek: Želeli smo raziskati vlogo osebnostnih potez ter študentske akademske in socialne prilagojenosti študiju, splošno zadovoljstvo z življenjem in depresivnost. 492 novincev je izpolnilo baterijo vprašalnikov. Za analizo doprinosa napovednih spremenljivk na zadovoljstvo z življenjem in depresivnost smo uporabili hierarhične regresij ske analize. Po kontroli osebnostnih potez, prilagoditev študiju pomembno prispeva k pojavu depresije in zadovoljstvu z življenjem pri študentih. Optimizem ima pomembno zaščitno vlogo samo pri študentih, ne pa pri študentkah. Ključne besede: zadovoljstvo z življenjem, depresija, optimizem, prilagojenost, študenti CC = 3120 # This paper is a part of research project Risk and protective factors of student mental health and academic adjustment (009-1301675-0854), supported by the Croatian Ministry of Science, Education, and Sport. * Naslov / Address: Ivanka Zivcic-Becirevic, Sanja Smojver-Azic, Department of Psychology, Faculty of Humanities and Social Sciences, University of Rijeka, Slavka Krautzeka bb, 51000 Rijeka, Croatia, tel: +385 51 228 803, fax: +385 51 403 736, email: izivcic@ffri.hr 6 S. Smojver-Azic, I. Zivcic-Becirevic and I. Jakovcic College transition is recognized as a critical developmental period accompanied by a variety of challenges that impact on several spheres of adolescent adjustment. Students make new social contacts and modify existing relations with parents, family and peers. They are supposed to develop new habits for academic environment and make new plans for the future. Because it requires adjustment to a variety of demands, adjustment to university is usually viewed as multifaceted. Baker and Siryk (1984) assumed four different types of adjustment: academic, social, emotional adjustment and institutional attachment. Academic adjustment depends on how well the adolescent manages the educational demands of the university experience. Social adjustment relates to interpersonal experience at the university, emotional adjustment indicates whether the student experiences general psychological distress or shows somatic symptoms of distress. Institutional attachment indicates the degree of commitment that the adolescent feels toward the university. Academic adjustment is a critical aspect of adolescent and young adult adaptation, related to academic perseverance and mental health problems during adulthood. Successful adjustment, particularly during the first year, predicts academic success (Deroma, Leach, & Leverett, 2009), and withdrawal from college is often linked to adjustment difficulties (Rickinson & Rutherford, 1996). Based on several recent studies Roussis and Wells (2008) conclude that university students are nowadays struggling to cope with more severe psychological problems than in the past. A survey of approximately 13000 students in USA demonstrated that there has been an increase in the number of students manifesting severe symptoms of stress and anxiety in the last fifteen years (Benton, Robertson, Tseng, Newton, & Benton, 2003). In a large sample of Turkish university students Bayram and Bilgel (2008) found an alarmingly high prevalence of depression, anxiety and stress symptoms. The incidence of major depression among students has doubled from 1994 to 2003 and the incidence of suicide attempts has tripled in the same period (Benton et al., 2003). Depressive symptoms and life satisfaction are important indicators of emotional adjustment in college student population. Life satisfaction as a global judgment of one's life is an aspect of subjective well-being and it is supposed to be different from ill-being usually measured as depression (Diener, Oishi, & Lucas, 2003). Psychological well-being and psychological distress are usually regarded as almost orthogonal dimensions of mental health (Headey, Kelley, & Wearing, 1993). The life satisfaction of college students has usually been examined as a precursor of withdrawal or drop-out with the common assumption that global life satisfaction depends on a specific experience in student's life (Lounsbury, Saudargas, Gibson, & Leong, 2005). Frisch et al. (2005) and Kjeldstadli et al. (2006) stress that life satisfaction predicts academic failure and retention at college. Higher incidence of depressive symptoms in females is consistently confirmed in cross-cultural literature while gender differences in life satisfaction are frequently mixed and contradictory (Dorahy et al., 2000). The causes of such results are still not Life satisfaction and depression in college freshmen 7 completely understood and researchers are still trying to explain correlates, risk and protective factors related to gender differences in depression and life satisfaction. Subjective well-being is defined as a person's cognitive and affective evaluation of life, which includes emotional reactions to events as well as cognitive judgments of satisfaction and fulfillment (Diener, Lucas, & Oishi, 2005). Life satisfaction is the cognitive component of subjective well being and means subjective evaluation of life according to subjective criteria (Pavot & Diener, 1993). Research of subjective well-being shows it's stability over time and it's correlation with stable personality traits, especially extraversion and neuroticism. Diener, Oishi and Lucas (2003) stressed that focusing solely on these two dimensions may oversimplify the complicated pattern of associations between personality and subjective well-being. Traits such as self-esteem and dispositional optimism are also related to subjective well-being (Lucas, Diener, & Suh, 1996), although it is not clear enough whether these narrower traits uniquely predict subjective well-being once the shared variance with traits such as extraversion and neuroticism is controlled. Optimism and pessimism, defined as generalized positive and negative outcome expectancies, are believed to represent important predictors of adjustment (Scheier & Carver, 1985). Scheier and Carver (1992) have studied dispositional optimism as global expectation that good things will be plentiful in the future and bad things scarce. According to their perspective of how people pursue goals, optimism leads to continued efforts to attain the goal, whereas pessimism leads to giving up. Optimism was already confirmed as one of the significant predictors of adjustment to college as well as psychological well-being (Aspinwall & Taylor, 1992). Optimists displayed smaller increase in stress and depression during their first semester of college compared to pessimists. Besides its direct effects, optimism is related to lower usage of avoidant coping strategies, which is in turn related to fewer reports of depressive symptoms (Mosher, Prelow, Chen, & Yackel, 2006). Dispositional optimism is associated with active coping, effective problem solving and resilience in the presence of stressful life events and college settings, and with academic success (Peterson, 2000). Adjustment to university can be related to evaluations and expectations which influence feelings and understanding of events (Chemers, Hu, & Garcia, 2001; Jackson, Pancer, Pratt, & Hunsberger, 2004). According to Karademas (2006), optimism partially mediates the relation of self-efficacy and perceived social support to well-being. The way in which students cope with adjustment difficulties depends on whether they perceive this new life situation as a challenge through which they can realize their potentials or as a threat to self-esteem and personal integrity. According to several researches, transition to university may affect men and women differently (Wintre & Yaffe, 2000), although it is not confirmed in all studies. Our previous results stress gender differences in adjustment to college. Female students are better academically and more socially adapted, but have poorer emotional adjustment comparing to male students (Zivcic-Becirevic, Smojver-Azic, Kukic, & Jasprica, 8 S. Smojver-Azic, I. Zivcic-Becirevic and I. Jakovcic 2007). We have also found that different big five personality factors are correlated with specific aspects of college adjustment in female and male students and that optimism is positively correlated with all aspects of college adjustment (Smojver-Azic, Zivcic-Becirevic, Milanovic, & Sutlic, 2007). The aim of this study was to identify predictors of life satisfaction and depression for male and female students. The contribution of student college adjustment (academic and social) to their overall life satisfaction and depression was examined after controlling the contribution of personality factors, the big five personality traits and optimism and pessimism as narrow traits. We have hypothesized that neuroticism will have the greatest contribution to depression and student wellbeing, while optimism, pessimism and college adjustment will also have additional contribution. Our hypothesis was that academic adjustment will be more important for female and social adjustment for male students' life satisfaction and depression. Method Participants and procedure This study was a part of a longitudinal study concerning risk and protective factors of student college adjustment. In the first part of the study, a representative and randomized sample of492 (297 females and 195 males) freshmen from University of Rijeka, Croatia, completed a battery of measures. The unbalanced distribution of gender in this sample mirrors the distribution in the student population of the University. Participants' age ranged from 18 to 24 with the mean age of 19.12. 55.3% students moved from home in order to study at this university. Group testing was organized on each faculty. Instruments The Student Adaptation to College Questionnaire (SACQ; Baker and Siryk, 1999) is a 67 item self-report questionnaire that is widely used to measure the quality of adaptation to university life. The SACQ provides an overall index of adjustment as well as scores on four aspects of students adjustment to university: academic, social and personal-emotional adjustment, and institutional attachment. We used 65 items because two of them were not interpretable in our sample. Factor analyses extracted three factors: emotional, academic and social adjustment to college, explaining 36.72 % of variance. Final version consists of 59 items. In this study we have used only academic and social adjustment subscales with good internal consistency (Cronbach's alpha for academic adjustment of .90, and .83 for social adjustment). The correlation between subscales is .58. Life satisfaction and depression in college freshmen 9 Beck Depression Inventory-Second Edition (BDI-II; Beck, Steer and Brown, 1996) is a 21-item self-report measure evaluating depression symptoms. Each item is rated on a scale from 0 to 3, resulting in a total score between 0 and 63. Cronbach alpha in this sample is .90. The results vary from 0 to 44, with the mean of 7.44. Even if the average result is within normal range, 16.5% of all students have BDI above cut-off of 13. Big Five Inventory (BFI; John, Donahue and Kentle, 1991) is a self-report measure of five broad personality traits: extraversion, agreeableness, conscientiousness, neuroticism, and openness to experience. Using a five-point Likert scale, from 1 (strongly agree) to 5 (strongly disagree) participants rate themselves on 44 descriptive phrases, such as, "is talkative" or "is sometimes rude to others." The BFI is an internationally well established instrument for assessment of the Big Five and its reliability and validity have been proven in numerous studies (e.g. John and Srivastava, 1999). Internal consistency in this study ranged from acceptable to excellent: 0.80 for Neuroticism, 0.78 for Extraversion, 0.75 for Openness, 0.72 for Agreeableness, and 0.83 for Conscientiousness. Optimism was assessed using Life Orientation Test (LOT; Scheirer and Carver, 1985). The LOT is eight-item plus four filler items self-report measure assessing generalized expectancies for positive versus negative outcomes. Responses on a 5 point Likert-type scale range from 0 (strongly disagree) to 4 (strongly agree). We have used LOT as a two-dimensional scale. The Cronbach alpha for optimism is .69 and for pessimism .72. Life satisfaction. A single item survey question with an 8-point Likert type scale (0-7) was used. Students had to assess how satisfied they were with their life at the moment. The average assessment of 5.2 indicates that students are relatively satisfied with their life in general. Results Gender difference in all variables were tested by t-test for independent samples. The results are presented in Table 1. Females have more depressive symptoms and show higher neuroticism and openness. They are also better academically adjusted to college compared to males, while there is no sex difference in social adjustment. Hierarchical multiple regression analyses (method enter) were performed to answer our main research question. Big five traits were entered in the first step, optimism and pessimism in the second step and academic and social college adjustment in the third step. Separate analyses have been done for life satisfaction and depression as criteria, in the sample of females and males. First, we calculated the correlation among all the variables included in the regression analysis. The results are shown in Table 2 and Table 3. 10 S. Smojver-Azic, I. Zivcic-Becirevic and I. Jakovcic Table 1. Differences between male and female students (t-test) Males (N : = 167) Females (N : = 262) M SD M SD t Neuroticism 10.43 4.92 12.65 5.52 4 23*** Extraversion 20.89 4.78 21.13 5.22 0 47 Openness 25.52 5.57 27.12 5.83 2 83** Agreeableness 24.17 5.23 24.64 4.83 0 96 Conscientiousness 22.20 6.00 22.47 5.50 0 49 Optimism 10.74 2.84 10.44 3.08 1 10 Pessimism 5.91 3.24 5.86 3.16 0 17 Academic adjustment 123.07 23.63 131.65 23.79 3 /- £ *** 65 Social adjustment 64.32 14.89 66.19 15.39 1 25 Depression 6.24 5.98 8.29 7.96 2 .85** Life satisfaction 5.30 1.28 5.10 1.31 1 58 **p < .01, '"p < .001 The Pearson coefficients indicate significant correlation between all the predictor variables, besides openness, and both criteria of student adjustment (life satisfaction and depression). The direction of the correlations is as expected (Lounsbury et al., 2005). The variables entered in each step significantly contribute to life satisfaction and depression. All included predictors explain 43% variance of life satisfaction in females and 34% in males. Personality traits accounted for the most part of the variance, but when college adjustment was entered in the third step, only neuroticism had a significant contribution to life satisfaction in females, while optimism is a significant predictor in males. The social adjustment is the significant predictor of life satisfaction in the last step in both groups of students and the academic adjustment only in females. The predictors altogether explain 45% variance of depression in females and 49% in males. Again personality traits accounted for the most part of the variance. Neuroticism and pessimism have a significant individual contribution to depression in both groups, while optimism stays a significant predictor of depression only in males. Both aspects of college adjustment are significant negative predictors of depression in both groups of students. Discussion The results of the present study confirm our previous findings about gender differences in some aspects of students' adjustment at the beginning of college Table 2. Correlations betM-een all included variables, separately for males and females (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9) (10) (11) (1) Life satisfaction -.54** .06 .27** -.43" .36" .18" .36" -.41" .51" .47" (2) Depression -.51** -.02 -.34** .50" -.31" -.17" -.38" .45" -.47** -.41** (3) Openness .08 -.13 .02 -.13* .29" .16" .31" -.22" .16** .27** (4)Conscientiousness .21** -.33** .05 -.34" .33" .23" .27" -.25" .42** .25" (5) Neuroticism -.39** .54** -.19* -.32** -.39" -.36" -.46" .47" -.28** -.27 (6) Extraversion .32** -.31** .30" .36** -.45" .09 .41" -.43" .34" .35" (7) Agreeableness .21** -.29** .14* .36** -.45" .28" .31" -.16" .27" .27" (8) Optimism .43** -.35** .28" .17* -.39" .44" .32" -.57" .33" .24" (9) Pessimism -.34" .50" -.12 -.36" .52" -.33" -.35" -.35" -.38" -.29" (10) Academic adjustment .27** -.45** .11 .53** -.30" .29" .32" .19" -.38" .63" (11) Social adjustment .38** -.40** .17* .24** -.30" .37" .24" .27" -.17* .49" Note. Correlations for females are presented above diagonal. Correlations for males are presented below diagonal. *p< .05, "p< .01 Table 3. Regression analysis (method enter) for depression and life satisfaction in the group of male and female students Depression Life satisfaction Males Females Males Females Step Predictors ß AR2 R2 ß AR2 R2 ß AR2 R2 ß AR2 R2 1 Personality .32*** .29*** .18*** .25*** Neuroticism .47*** .42*** -.32*** -.30*** Extraversión .24*** Conscientiousness -.18* -.15** 2 Optimism-pesimism .08*** .40*** .06*** .35*** .10*** .27*** .04*** .29*** Neuroticism .33*** .29*** -.20** -19** Extraversión .17** Openness .11* Conscientiousness -.16* -.14* Optimism -.18* .33*** Pessimism .27*** .25*** -.20** 3 Adjustment to college .09*** .49*** .09*** .45*** .07*** .34*** .13*** .43*** Neuroticism .29*** .31*** -.21*** Openness .16** -.12* Optimism -.15* .31*** Pessimism .26*** .17** Academic adjustment -.16* -.20** .24*** Social adjustment -.25*** -.21*** .30*** .25*** ><.05, **p<.01,"><.001 Life satisfaction and depression in college freshmen 13 (Zivcic-Becirevic, Smojver-Azic, Kukic, & Jasprica, 2007). Females are better academically adjusted to college compared to males, but they have more depressive symptoms. Larose and Roy (1995) found that females have better learning strategies from early school age and are more persistent in their academic strivings. The higher incidence of depressive symptoms found in female compared to male students is well known. With just a few exceptions, the prevalence, incidence and morbidity risk of depressive disorders are higher in females than in males, beginning at mid-puberty and persisting through adult life (Piccinelli & Wilkinson, 2000). Still, the results on gender differences in student adjustment to college are not always consistent. Enoch and Roland (2006) found that male freshmen are better in all aspects of college adjustment. Similar to findings of other authors (Kjesldstadli et al., 2006; Penezic, 2006; Haring, Stock, & Okun, 1984) we did not find any gender difference in students' life satisfaction. The high negative correlation between life satisfaction and depression is expected and in accordance to other studies (Headey et al.,1993). We have also found that life satisfaction and depression have very similar correlations with personality and adjustment variables. This result may lead to a possible conclusion that lack of life satisfaction can result in depression and that life satisfaction can be a protective factor in the development of depression. On the other side, our results also suggest that these two aspects of well-being are specific and explained by different predictors in the samples of male and female students. Optimism significantly contributes to life satisfaction only in males and it seems to protect them from depressive symptoms. Both aspects of college adjustment significantly contribute to females' life satisfaction, while just social and not academic adjustment is important for males' life satisfaction. Benjamin and Hollings (1997) also found that male and female students derive satisfaction on different bases. Personality traits accounted for the most part of the variance of life satisfaction and depression in all students. Lounsbury et al. (2005) confirmed that life satisfaction was best predicted with the Big Five traits and suggested that who students become in college and how satisfied they are with different aspects of college experience may be primarily determined by who they are when they enter college. According to our results extraversion and neuroticism were significant predictors of life satisfaction only for females although, when variables of adjustment to university were entered, extraversion was no longer a significant predictor. It might be that it's significance shows through the facet of warmth and friendliness which are expressed in social adjustment to university. The relation between personality traits and life satisfaction may vary depending on information used in it's evaluation (Schimmack, Oishi, Furr, & Funder, 2004). In our study life satisfaction was measured as a cognitive component of well-being where subjects evaluate their life through information they find relevant for them. As it was found in other studies (Finch & Graziano, 2001), the role of personality in explaining depression is confirmed. According to our results, Neuroticism and 14 S. Smojver-Azic, I. Zivcic-Becirevic and I. Jakovcic Conscientiousness explained one third of the variance in the first step of the analysis but, when social and academic adjustment were entered, Conscientiousness was no longer a significant predictor of depression. It is possible that this trait is expressed through inadequate academic adjustment which significantly contributes to depression. The role of optimism and pessimism in college adjustment is confirmed as we have found in our previous study (Smojver-Azic, Zivcic-Becirevic, Milanovic, & Sutlic, 2007). Optimism was significantly associated with social, academic, personal adjustment measures and goal commitment, similar to the results in the study of Montgomery, Haemmerlie and Ray (2003). Our finding that optimism and pessimism are significant predictors of well-being after controlling the broader personality traits confirms the predictive power of these narrower personality traits. Vickers and Vogeltanz (1998) also stressed the role of dispositional optimism in the prediction of future depressive symptoms over and above the initial level of depression and variables of positive and negative affect. In addition to their significant role in explaining different aspects of adjustment, results of our study confirmed optimism and pessimism as partially independent measures (Chang, Maydeu-Olivares, & D'Zurilla, 1997) with different roles in mental health of male and female students. While pessimism is a significant predictor of depression for all students, low optimism significantly contributes to depression only in male students. The role of pessimism in explaining depression is confirmed in many studies (i.e. Chang et al., 1997) and it is in accordance with the commonly accepted view that pessimism (rather than lack of optimism) is an important vulnerability factor associated with psychological adjustment. Optimism plays important role in life satisfaction again only in male students. Brisette, Scheier, and Carver (2002) confirmed the role of optimism in better adjustment to stressful life events for students. In their research greater optimism at the beginning of the first semester was associated with smaller increases in stress and depression and greater perceived social support. Chang and Sanna (2003) have found that optimism, but not pessimism, exacerbated the association between accumulated negative life stress and poor psychological outcomes. These results support the hypothesis that optimism is not simply the absence of pessimism and vice versa. Our results suggest that, besides personality, quality of student college adjustment has an additional effect in explanation of students' life satisfaction and depression. Lent, Taveira, Sheu and Singley (2009) stressed that domain satisfaction is one of the precursors of overall life satisfaction, because it is related to different social cognitive mechanisms such as goal-directed activity, outcome expectations and environmental support and resources. The feeling of pursuing personally valued goals in an important life domain is an important predictor of well-being (Brunstein, 1993). Social adjustment as an important domain for all students' well-being is significant predictor both for life satisfaction and depression. Students who perceived Life satisfaction and depression in college freshmen 15 themselves as well integrated in social activities, involved in satisfactory relations with others and who are in general satisfied with social aspects of university environment are more satisfied with their overall life, while students who don't have good relations with others are more depressed. On the other side, we have found some gender differences in the role of the academic adjustment. Poor academic adjustment can contribute to depression in all students, but good academic adjustment predicts life satisfaction only in females. It seems that they place more stress on academic achievements in their assessment of life satisfaction, while male students rely more on other things, such as their social functioning. In a predominantly female sample Lent et al. (2009) also found that positive academic adjustment predicted overall life satisfaction. Students who perceived success in coping with the various academic demands, with positive attitudes toward academic goals and work, who are motivated and meet well academic requirements, who feel successes and are satisfied with the academic environment, are generally satisfied with their life. One of the limitations of this study is that we have used only self-report measures, even if adjustment could also be measured in objective terms (e.g. grade performance, persistence at college). Even if we have measured global life satisfaction with just one-item, our results, as well as other studies, prove it's validity through correlations with other subjective well-being scales (Kjeldstadli et al., 2006). In conclusion, results of our study confirm contribution of student academic and social adjustment to their overall life satisfaction and depression after controlling the contribution of personality factors, the big five personality traits and optimism and pessimism as narrow traits. We also confirmed our hypothesis that different factors predict life satisfaction and depressive symptoms in male and female students. All these results can be used for enhancing subjective well-being through student counseling services and programs for promoting optimism and better academic and social adjustment of our students. We plan to further follow the same group of students for the next three years to get more prospective data and see how some aspects of student adjustment at the beginning of college contribute to later adjustment, measured by some subjective, as well as objective measures. References Aspinwall, L. G., & Taylor, S. E. (1992). Modeling Cognitive Adaptation: A Longitudinal Investigation of the Impact of Individual Differences and Coping on College Adjustment and Performance. Journal of Personality and Social Psychology, 63, 989-1003. Baker, R. W., & Siryk, B. (1984). Measuring adjustment to college. Journal of Counseling Psychology, 31, 79-189. Baker, R. W., & Siryk, B. (1999). Student Adaptation to College Questionnaire Manual. Los Angeles: Western Psychological Services. 16 S. Smojver-Azic, I. Zivcic-Becirevic and I. Jakovcic Bayram, N., & Bilgel, N. (2008). The prevalence and socio-demographic correlations of depression, anxiety and stress among a group of university students. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 43, 667-672. doi:10.1007/s00127-008-0345-x Beck, A. T., Steer, R. A., & Brown, G. K. (1996). Manual for the Beck Depression Inventory-BDI II. Psychological Corporation, San Antonio. Benjamin, M., & Hollings, A. (1997). Student satisfaction: Test of an ecological model. Journal of College Student Development, 38, 213-228. Benton, S. A., Robertson, J. M., Tseng, W., Newton, F. B., & Benton, S. L. (2003). Changes in counseling center client problems across 13 years. Professional Psychology: Research and Practice, 34, 66-72. Brisette, R., Scheier, M. F., & Carver, C. C. (2002). The Role of Optimism in Social Network Development, Coping, and Psychological Adjustment During a Life Transition. Journal of Personality and Social Psychology, 82, 102-111. Brunstein, J. C. (1993). Personal goals and subjective well-being: A longitudinal study. Journal of Personality and Social Psychology, 65, 1061-1070. Chang, E. C., Maydeu-Olivares, A., & D'Zurilla, T. J. (1997). Optimism and pessimism as partially independent constructs: relationship to positive and negative affectivity and psychological well-being. Personality and individual differences, 23, 433-440. Chang, E. C., & Sanna, L. J. (2003). Optimism, accumulated life stress, and psychological and psychological and physical adjustment: Is it always adaptive to expect the best? Journal of Social & Clinical Psychology, 22, 97-115. Chemers, M. M., Hu L. T., & Garcia, B. F. (2001). Academic self-efficacy and first year college student performance and adjustment. Journal of Educational Psychology, 93, 55-64. Deroma, V. M., Leach, J. B., & Leverett, J. P. (2009). The relationship between depression and college academic performance. College Student Journal, 43, 325-334. Diener, E., Oishi, S., & Lucas, R. E. (2003). Personality, culture, and subjective well- being: emotional and cognitive evaluations of life. Annual Review of Psychology, 54,403-25 Diener, E., Lucas, R. E., & Oishi, S. (2005). Subjective well-being. The Science of Happiness and Life Satisfaction. In C. R., Snyder, & S. J. Lopez (Eds.), Handbook of Positive Psychology (pp. 63-73). New York: Oxford Press. Dorahy, M. J., Lewis, C. A., Schumaker, J. F., Akuamoah-Boateng, R., Duze, M. C., & Sibiya, T. E. (2000). Depressiona and life satisfaction among Australian, Ghanaian, Nigerian, Northern Irish, and Swazi university students. Journal of Social Behavior and Personality, 15, 569-580. Enoch, W. K., & Roland, C. B. (2006). Social adjustment of college freshman: The importance of gender and living environment. College Student Journal, 40, 63-73. Finch, J. F., & Graziano, W. G. (2001). Predicting Depression from Temperament, Personality, and Patterns of Social Relations. Journal of Personality, 69, 27 - 55. Frisch , M. B., Clark , M. P, Rouse, S. V. Rudd , M. D., Paweleck , J. K., Greenstone, A., & Kopplin, D. A. (2005). Predictive and treatment validity of life satisfaction and the quality of life inventory. Assessment, 12, 66-78. doi:10.1177/1073191104268006 Haring, M. J., Stock , W. A., & Okun, M. A. (1984). A Research Synthesis of Gender and Social Class as Correlates of Subjective Well-Being. Human Relations, 37, 645657. Life satisfaction and depression in college freshmen 17 Headey, B., Kelley, J., & Wearing, A. (1993). Dimensions of mental health: Life satisfaction, positive affect, anxiety and depression. Social Indicators Research, 29, 63-82. Jackson, L. M., Pancer, S. M., Pratt, M. W., & Hunsberger, B. E. (2004). Great expectations: The relation Between Expectancies and Adjustment During the Transition to University. Journal of Applied Social Psychology, 30, 2100-2125. John, O. P., Donahue, E. M., & Kentle, R. L. (1991). The Big five inventory: Versions 4a and 54, Technical report. Institute of Personality and Social Research, Berkeley, CA. John, O. P., & Srivastava, S. (1999). The Big five trait taxonomy: History, measurement, and theoretical perspectives. In L. A. Pervin, & O. P. John (Eds.), Handbook of personality: Theory and research (2nd ed.) (pp. 102-138). New York: Guilford Press. Karademas, E. C. (2006)- Self-efficacy, social support and well-being: The mediating role of optimism. Personality and Individual Differences, 40, 1281-1290. doi:10.1016/ j.paid.2005.10.019 Kjeldstadli, K., Tyssen, R., Finset, A., Hem, E., Gude, T., Gronvlod, N. T., Ekeberg, O., & Vaglum, P. (2006). Life satisfaction and resilience in medical school- a six-year longitudinal, nationwide and comparative study. BMC Medical Education, 6, 48. Larose, S., & Roy, R. (1995). Test of Reactions and Adaptation in College (TRAC). A New Measure of Learning Propensity for College Students. Journal of Educational Psychology, 87, 293-306. Lent, R. W., Taveira, M., Sheu, H. B., & Singley, D. (2009). Social cognitive predictors of academic adjustment and life satisfaction in Portuguese college students: A longitudinal analysis. Journal of Vocational Behavior, 74, 190-198. doi:10.1016/ j.jvb.2008.12.006 Lounsbury, J. W., Saudargas, R. A., Gibson, L. W., & Leong, F. T. (2005). An Investigation of Broad and Narrow Personality Traits in Relation to General and Domain-Specific Life Satisfaction of College Students. Research in Higher Education, 46, 707-727. doi:10.1007/s11162-004-4140-6 Lucas, R. E., Diener, E., & Suh, E. (1996). Discriminant validity of well-being measures. Journal of Personality and Social Psychology. 71, 616-628. Montgomery R. L., Haemmerlie F. M., & Ray D. M. (2003). Psychological correlates of optimism in college students. Psychological reports, 92, 545-547. Mosher, C. E., Prelow, H. M., Chen, W. W., & Yackel, M. E. (2006). Coping and social support as mediators of the relation of optimism to depressive symptoms among black college students. Journal of Black Psychology, 32, 72-86. doi:10.1177/009579 8405282110 Pavot, W., & Diener, E. (1993). Review of the Satisfaction with Life Scale. Psychological Assessment, 5, 164-172. Penezic, Z. (2006). Zadovoljstvo životom u adolescentnoj i odrasloj dobi. Društvena istraživanja, 15, 643-669. Peterson, C. (2000). The future of optimism. American Psychologist, 55, 44-55. Piccinelli, M., & Wilkinson, G. (2000). Gender differences in depression, Critical review. British Journal of Psychiatry, 177, 486-492. 18 S. Smojver-Ažic, I. Živčic-Becirevic and I. Jakovčic Rickinson, B., & Rutherford, D. (1996). Systematic Monitoring of the Adjustment to University of Undergraduates: A Strategy for Reducing Withdrawal Rates. British Journal of Guidance & Counselling, 24, 213 - 225. Roussis, P., & Wells, A. (2008). Psychological factors predicting stress symptoms: Metacognition, thought control, and varieties of worry. Anxiety, Stress, & Coping, 21, 213-225. doi:10.1080/10615800801889600 Scheier, M. F., & Carver, C. S. (1985). Optimism, coping, and health: assessment and implications of generalized outcome expectancies. Health Psychology, 4, 219-247. Scheier, M. F., & Carver, C. (1992). Effects of optimism on psychological and physical well-being: Theoretical overview and empirical update. Cognitive Therapy and Research. 16, 201-228. Schimmack, U., Oishi, S., Furr, M. R., & Funder, D.C. (2004). Personality and Life Satisfaction: A Facet-Level Analysis. Personality and Social Psychologicy Bulletin, 30, 1062-1075. Smojver-Ažic, S., Živčic-Becirevic, I., Milanovic, I., & Sutlic, A. (2007). Povezanost akademske, emocionalne i socijalne prilagodbe studenata s crtama ličnosti i privrženosti roditeljima [Relationship of academic, emotional and social adjustment to college with students' personality traits and parental attachment]. Paper presented at 15. Annual Conference of Croatian Psychologists, Cavtat. Vickers, K. S., & Vogeltanz, N. D. (1998). Dispositional optimism as a predictor of depressive symptoms over time. Personality and Individual Differences, 28, 259272. Wintre, M. G.. & Yaffe, M. (2000). First-year students' adjustment to university life as a function of relationships with parents. Journal of Adolescent Research, 15, 9-37. Živčic-Becirevic, I., Smojver-Ažic, S., Kukic, M., & Jasprica, S. (2007). Akademska, socijalna i emocionalna prilagodba na studij s obzirom na spol, godinu studija i promjenu mjesta boravka [Age and gender differences in academic, social and emotional college adjustment]. Psihologijske teme, 16, 121-140. Prispelo 13. 05. 2010 Sprejeto 01. 09. 2010 Psihološka obzorja /Horizons of Psychology, 19, 3, 19-34 (2010) © Društvo psihologov Slovenije 2010, ISSN 1318-187 Znanstveni empiričnoraziskovalni prispevek Ali lahko govorimo o organizacijski pripadnosti študentov fakulteti? Eva Boštjančič* Univerza v Ljubljani, Filozofska fakulteta, Oddelek za psihologijo Povzetek: Organizacijska pripadnost je definirana kot psihološka povezanost med posameznikom in organizacijo, v katero je vključena komponenta vrednot, osebnih stališč ter čustvena komponenta. Uporabili smo Vprašalnik organizacijske pripadnosti (Allen in Meyer, 1991), ki temelji na tridimenzionalnem modelu pripadnosti, t. j. čustveni, kalkulativni in normativni pripadnosti. Želeli smo odgovoriti na vprašanje, ali lahko pri študentih govorimo o pripadnosti fakulteti oz. študiju. V raziskavi je sodelovalo 554 študentov treh različnih slovenskih fakultet in 279 zaposlenih. Rezultati so pokazali, da je pripadnost študentov nižja kot pripadnost zaposlenih. Pri slednjih pripadnost z leti delovne dobe narašča. Občutek pripadnosti je večji pri študentih, ki so na izbrani fakulteti zadovoljni in pozitivno ocenjujejo organizacijsko klimo. Ob koncu podajamo predloge in smernice za nadaljnje raziskovalno delo. Ključne besede: organizacijska pripadnost, zadovoljstvo pri delu, študenti, zaposleni Can we speak about students' organizational commitment to their faculty? Eva Bostjancic* University of Ljubljana, Faculty of Arts, Department odPsychology, Slovenia Abstract: Organizational commitment denotes a psychological connection between an individual and the organization, which includes a component of values, attitudes, and emotional component. We used Organizational Commitment Questionnaire (Allen & Mayer, 1991), which is based on a three-component model, including affective, continuance and normative commitment. The aim of the study was to investigate, whether one could speak of commitment to the faculty or study program in case of students. 554 students from three Slovenian faculties and 279 employees participated in the study. The results show that the students' commitment is lower than that of the employees. Commitment of the latter increases with years of service. Students who are satisfied with their faculties and evaluate their organizational climates as positive, feel higher commitment. Guidelines for further research are presented. Key words: organizational commitment, job satisfaction, students, employees CC = 3660 * Naslov / Address: asist. dr. Eva Boštjančič, Univerza v Ljubljani, Filozofska fakulteta, Oddelek za psihologijo, Aškerčeva 2, 1000 Ljubljana, Slovenija, e-mail: eva.bostjancic@ff.uni-lj.si 20 E. Boštjančič Tako kot so zaposleni bolj ali manj pripadni organizaciji, v kateri delajo, lahko tudi pri študentih govorimo o neke vrste pripadnosti - pripadnosti fakulteti, na kateri študirajo. Morda je pripadnost manj intenzivna, morda drugačna, saj v povprečju študij traja pet let, zaposlitev v nekem podjetju pa lahko tudi nekajkrat več. Delež prebivalstva, ki študij nadaljuje na terciarni ravni, je z vsakim letom večji. Iz leta v leto se število fakultet in s tem število novih študijskih mest v Sloveniji veča (Statistični urad RS, 2007). V študijskem letu 2006/07 je bila že skoraj polovica (48,2 %) prebivalstva med 19. in 23. letom starosti vključena v višje strokovno ali visokošolsko izobraževanje. To je za 7,3 odstotne točke več kot pred petimi leti in za 17,5 odstotne točke več kot leta 1997/98 (Statistični urad RS, 2007). Tako se posledično povečuje ponudba, konkurenčnost in borba, kako na fakulteto privabiti čim več uspešnih dijakov. Ob vpisu pa se skrb za študente ne konča, temveč šele začenja. Dobra organizacija študija, izvrstni pedagoški delavci ter izbrani in zanimivi predmeti (Dixon, Cunningham, Turner, Sagas in Kent, 2005), odprta in jasna komunikacija (Forward, Daugherty, Michel in Sandberg, 2009), obštudijske dejavnosti ter še marsikaj drugega vpliva na to, kako se bo študent počutil, kako bo zadovoljen in konec koncev tudi, kakšna bo njegova pripadnost fakulteti. Že Trstenjak (1974) je zapisal, da si mora zaposleni delovno okolje z organizacijo vred prisvojiti, jo imeti za svojo. Podobno se dogaja tudi med študenti. Ne zgodi se redko, da študent zaradi slabega programa ali pomanjkanja interesa zamenja smer študija. Včasih pa so razlogi za menjavo lahko tudi bolj banalni - nova ljubezen, zanimiv profesor na drugi fakulteti, oddaljenost od domačega kraja, ukinitev štipendije, novo področje zanimanja ... Organizacijska pripadnost Organizacijska pripadnost je pojem, pri katerem gre za psihološko povezavo med zaposlenim in organizacijo oz. nastane kot rezultat individualno-organizacijskih transakcij (Hrebiniak in Alutto, 1972). Kanter (1968) in Buchanan (1974) sta pripadnost organizaciji definirala kot čustveno navezanost posameznika na skupino, Sheldon (1971) kot identifikacijo posameznika z organizacijo. Hall, Schneider in Nygren (1970) jo opisujeta kot proces, skozi katerega posameznik sprejema organizacijske cilje za svoje. Na drugi strani pa raziskovalci na pojav organizacijske pripadnosti gledajo bolj individualistično. Wiener (1982) vidi pripadnost kot posameznikovo sprejemanje organizacijskih norm in vrednot, ki ga spodbujajo, da deluje v skladu z organizacijskimi cilji. Marsh in Mannari (1977) pa vidita pripadnost kot posameznikovo moralno odgovornost ostati v podjetju, ne glede na to, v kolikšni meri podjetje nagrajuje njegova prizadevanja. Cooper-Hakim in Viswesvaran (2005) sta v metaanalizi našla kar 24 različnih definicij pripadnosti, med njimi tudi povezane pojme, kot so vpetost v delo, karierna pripadnost, sindikalna pripadnost ('union commitment'), pripadnost protestantski delovni etiki ... Organizacijska pripadnost študentov 21 Znotraj teoretske obravnave pojma pripadnosti zaznamo dve glavni liniji raziskav. Stevens, Byer in Trice (1978) ju poimenujejo psihološki in menjalni pristop. Psihološki pristop organizacijsko pripadnost razlaga v smeri razpoloženja, medtem ko menjalni pristop pripadnost razume kot vedenje (Blau in Boal, 1987). Za psihološki pristop je značilno, da je po svojem bistvu zelo podoben konceptu identifikacije ter razume pripadnost kot aktivno in pozitivno naravnanost posameznika do organizacije. Tako Porter, Steers, Mowday in Boulian (1974) pravijo, da je pripadnost intenzivnost posameznikove identifikacije z organizacijo in vpletenosti v določeno organizacijo, kar se odraža v treh komponentah: močna vera in sprejemanje organizacijskih ciljev in vrednot, pripravljenost vložiti dodaten napor za dobro organizacije ter neomajna želja ostati član organizacije. Menjalni pristop predstavlja pripadnost kot rezultat menjave spodbud, prispevkov med organizacijo in članom. Poudarek je na koristnosti članstva kot primarnega dejavnika, ki vpliva na to, ali ima posameznik korist ali izgubo v neprekinjenem procesu menjave, ki se odvija med njim in organizacijo (Morris in Sherman, 1981). Tovrstni pristop poudarja menjalne vložke, ki naj bi določali naravo odnosa med obema partnerjema, ki sta v menjalnem razmerju. Primer opredelitve, ki je oblikovala menjalno tradicijo, je zagotovo Beckerjeva (1960), ki pravi, da je pripadnost težnja ohranjati konsistentne obstoječe aktivnosti zaradi dodatnih stroškov, če bi to naredili drugače. Po Beckerjevi velja (prav tam), da več kot je posameznik vložil v organizacijo oziroma več kot s svojim odhodom iz organizacije lahko izgubi, bolj pripaden je organizaciji. N. Allen in Meyer (1990a) sta ugotovila, da predstavlja točko, ki jo imajo različne študije o pripadnosti skupno, povezanost pripadnosti z obratom - zaposleni, ki so bolj pripadni, so tisti, ki bi najbolj neradi zapustili organizacijo oziroma z njo ne bi hoteli prekiniti svojega delovnega razmerja. Oblikovala sta dva osnovna tipa (Allen in Meyer, 1990b), kasneje dodala še tretjega in nastal je tridimenzionalni model organizacijske pripadnosti: - čustvena pripadnost: zaposleni so čustveno navezani na organizacijo in ostajajo v njej, ker tako hočejo in se z organizacijo identificirajo; - kalkulativna pripadnost: zaposleni ostajajo v organizaciji zato, ker nimajo boljše izbire; - normativna pripadnost (dodal Wiener, 1982): zaposleni ostajajo v organizaciji zato, ker morajo oziroma se čutijo (moralno) dolžne. Pri vseh treh komponentah gre za odsev nekega psihičnega stanja: želeti, potrebovati in morati. Pri tem naj bi se ta stanja nanašala na organizacijo, v kateri je oseba zaposlena in naj bi definirala odnos med zaposlenim in organizacijo. Poleg tega pa je mogoče, da so vsa tri stanja prisotna hkrati in organizacijska pripadnost naj bi bila vsota vse treh stanj (Allen and Meyer, 1990b). Mowday, Porter in Steers (1982) so definirali tri razvojne faze organizacijske pripadnosti: pred vstopom v organizacijo (anticipacija), zgodnja zaposlenost 22 E. Boštjančič (iniciacija) in srednja do pozna leta kariere (ustalitev). Ugotovili so, da je predvsem čustvena pripadnost najmanj stabilna in nanjo najlaže vplivamo v prvih letih zaposlitve (Buchanan, 1974; Mowday in McDade, 1979; Porter idr., 1974; Meyer in Allen, 1987). Zaradi psihološke povezave med zaposlenimi in organizacijo, kar opisujemo s pojmom organizacijske pripadnosti, so zaposleni, ki čutijo močno pripadnost podjetju, manj rizični za odhod (Delobbe in Vandenberghe, 2000). Vez med zaposlenim in organizacijo lahko izvira iz moralnih ali ekonomskih razlogov. Ti pa so tudi podlaga za njegovo pripadnost podjetju. Nastajajo razlike med tistimi zaposlenimi, ki so moralno vezani na organizacijo, in tistimi, ki so ekonomsko. To pa je tudi najbolj pomembno pri raziskovanju organizacijske pripadnosti. Organizacijska pripadnost in povezanost s sorodnimi pojmi Organizacijska pripadnost se povezuje še z drugimi pojavi, ki jih v organizaciji lahko opazimo. Gre za pojme, kot so organizacijska klima, organizacijska kultura, okolje, motivacija za delo, delovna učinkovitost, absentizem, medosebni odnosi, identifikacija, internalizacija itd. Spremenljivke, ki vplivajo na pripadnost organizaciji, je proučeval Steers (1977). Osebnostne značilnosti (spol, starost, rasa, osebnost, stališča) naj bi imele manjši vpliv na pripadnost, medtem ko pripadnost močno pogojujejo situacijske spremenljivke, med katere sodijo organizacijska kultura, klima in okolje (Mesner-Andolšek in Štebe, 2001). Brown (1996) je na osnovi metaanaliz ugotovil povezanost med organizacijsko pripadnostjo in konstrukti, povezanimi z delom: pozitivno povezanost z zadovoljstvom pri delu (r = ,53), z delovno učinkovitostjo (r = ,11) in z osebnostnim konstruktom podobnim vestnosti (r = ,67), negativno povezanost pa z dobičkom podjetja (r = -,28). Nijhof in sodelavci (1998) v svoji raziskavi (opravili so jo med menedžerji, odgovornimi za upravljanje s človeškimi viri na Nizozemskem) organizacijsko pripadnost povezujejo z mnogimi pozitivnimi učinki. Kar zadeva delo, pripadnost najpogosteje povezujejo z boljšo kakovostjo (66,2 %), večjo naravnanostjo do strank (53,1 %) in višjo produktivnostjo (40,3 %). Organizacijsko pripadnost povezujejo z večjo pripravljenostjo za spremembe (49,7 %), zaposleni spremembe sprejemajo hitreje (44, 5 %), se tudi več naučijo (25,2 %). V povezavi z učinki na organizacijo pa jih največ pripadnost povezuje z izboljšanim komuniciranjem (51,4 %), manj z boleznimi (40,3 %), zaposleni imajo boljše ideje (34,5 %), znanje in spretnosti ostanejo v organizaciji (33,4 %), pa tudi z večjo kapaciteto sprememb, višjo dobičkonosnostjo in interno mobilnostjo. Merjenje organizacijske pripadnosti Organizacijska pripadnost je izrazito psihološka (subjektivno-vedenjska) spremenljivka, zato jo podobno kot vse ostale psihološke spremenljivke merimo Organizacijska pripadnost študentov 23 s pomočjo samoocenjevalnih lestvic. Prva samoocenjevalna lestvica za merjenje organizacijske pripadnosti, Vprašalnik organizacijske pripadnosti (Organizational Commitment Questionnaire - OCQ), avtorjev Mowday, Steers in Porterja, je nastala leta 1979. Koeficienti zanesljivosti za različne oblike vprašalnika znašajo v večini preko ,80 (Mathieu in Zajac, 1990), vprašalnik pa ne loči pa med različnimi vrstami pripadnosti organizaciji. Meyer in N. Allen (1991) sta razvila Vprašalnik organizacij ske pripadnosti, ki vsebuje tri podlestvice. Te ustrezajo čustveni, kalkulativni in normativni Komponenti. Vprašalnik ima dokaj visoke koeficiente zanesljivosti (,85 - čustvena pripadnost;,79 - kalkulativna pripadnost in ,73 - normativna pripadnost). Organizacijska pripadnost pri študentih Organizacijska pripadnost je verjetno precej bolj splošen pojem, kot morda zgleda na prvi pogled. Postavlja se vprašanje, v kolikšni meri lahko trikomponentni model, ki smo ga omenili v uvodu, prenesemo na drugačno organizacijsko strukturo (npr. na skupino študentov). Če je model v veliki meri prenosljiv na ostale skupine, potem bi lahko obstoječi merski inštrument le ustrezno prilagodili, v nasprotnem pa bi bil ta pristop neustrezen. Izražena čustvena pripadnost bi kazala na to, da so študenti soudeleženi pri sprejemanju odločitev (npr. o urniku, izbiri predmetov, predavateljev, snovi) ter da so vzpostavljeni pravični (dobri in pošteni) odnosi na fakulteti. Torej gre za neko vrednost; v kolikšni meri je študent čustveno navezan na fakulteto, na kateri študira. Fakulteta vsekakor predstavlja vir pozitivne in negativne vrednosti, na katere se študent odziva. Kalkulativna pripadnost bi v našem primeru pomenila verjetnost, da študent prekine s študijem na fakulteti in se preusmeri na drug študij. Ker vemo, da se ta vrsta pripadnosti zvišuje premosorazmerno s starostjo zaposlenih in doseženo delovno dobo, lahko pri študentih višjih letnikov pričakujemo višjo stopnjo kalkulativne pripadnosti. Ker se omenjena oblika pripadnosti nanaša tako na ekonomske kot tudi na socialne izgube, bi lahko pričakovali nižjo stopnjo pripadnosti pri tistih študentih, ki si sami ne plačujejo študija ali imajo štipendijo ali so se brez zunanjih pritiskov odločili za izbrano vrsto in smer študija. Pri normativni pripadnosti pa bi opazovali predvsem občutek dolžnosti študenta, da ostane zavezan organizaciji, v našem primeru fakulteti. Študenti izražajo nižjo pripadnost kot občasno zaposleni, v pripadnosti študentov in redno zaposlenih pa po raziskavi Sinclairja, Martina in Michela (1999) ni bilo statistično pomembnih razlik. Ker pa je bila raziskava narejena leta 1983, teh rezultatov ne moremo posplošiti na sedanjo generacijo. Elizur in Koslowsky (2001) sta raziskovala povezanost med organizacijsko pripadnostjo, vrednotami in spolom pri študentih. Uporabila sta skrajšano obliko Porterjevega vprašalnika organizacijske pripadnosti. Rezultati so pokazali, da so delovne vrednote, še posebno kognitivne, pozitivno povezane z organizacijsko pripadnostjo, interakcija vrednot s spolom pa je bila statistično pomemben napovednik stopnje pripadnosti. 24 E. Boštjančič Po pregledu literature in odločitvi za študijo o organizacijski pripadnosti pri naših študentih smo oblikovali naslednje hipoteze: H Študenti so manj pripadni fakulteti kot zaposleni svoji organizaciji. Ht Pripadnost študentov fakulteti se ne razlikuje pomembno med različnimi fakultetami. H3: Študenti imajo v primerjavi z zaposlenimi vse tri komponente pripadnosti izražene niže. Z napredovanjem študija se kalkulativna pripadnost študentov dviguje. Študenti z višjo povprečno oceno so bolj pripadni fakulteti. Pripadnost študentov fakulteti je povezana z njihovim zadovoljstvom in zaznano organizacijsko klimo na fakulteti. H4 H5 H6 Metoda Udeleženci V raziskavi je sodelovalo 833 udeležencev, od tega 554 študentov Univerze v Ljubljani (426 žensk in 128 moških) in 279 zaposlenih iz več delovnih organizacij (194 ženski in 85 moških). Študenti so bili vpisani na Ekonomsko fakulteto, smer za management in organizacijo (N = 241), na Filozofsko fakulteto, smer psihologija (N = 126) in na Fakulteto za družbene vede, smer kadrovski management (N = 49). 179 je bilo brucev, 68 jih je obiskovalo drugi letnik, 112 tretjega in 56 četrtega. Nekateri pa teh podatkov niso izpolnili. Zaposleni prihajajo z družboslovnega področja, kar je tudi lastnost obeh analiziranih skupin. 51 jih je zaposlenih v šoli, 53 v raziskovalni ustanovi, ostali delajo v gospodarstvu. Glede na to, da smo v raziskavo zajeli tako študente kot zaposlene, je njihova starostna struktura razpršena med več generacij. Najbolj zastopana je generacija Y (65,95 %), le 6,24 % je v obravnavanem vzorcu pripadnikov generacije X (rojenih med letoma 1965 in 1979), 21,10 % je predstavnikov generacije 'babyboom' (rojenih med letoma 1946 in 1964) in 0,24 % je posameznikov rojenih pred letom 1945, ki pripadajo zreli generaciji. Pripomočki Vprašalnik je bil sestavljen iz treh delov. V prvem delu smo uporabili Vprašalnik organizacijske pripadnosti (OCQ; Meyer in Allen, 1991), ki ga sestavlja 19 postavk. Posameznik izrazi strinjanje s posamezno postavko na 7-stopenjski lestvici (1- nikakor se ne strinjam, 7 - popolnoma se strinjam). Ker smo v raziskavo vključili tudi študente, smo vprašalnik vsebinsko prilagodili tako, da smo besedo Organizacijska pripadnost študentov 25 organizacija zamenjali z besedo fakulteta. Drugih vsebinskih sprememb nismo naredili. Štiri postavke so bili zastavljene v negativni obliki, zato smo odgovore nanje pred obdelavo podatkov rotirali. Sledila so tri splošna vprašanja, na katera je posameznik odgovarjal na lestvici šolskih ocen od 1 do 5 in so spraševala: - o zadovoljstvu: Koliko ste vi osebno zadovoljni na tej fakulteti? (1- zelo nezadovoljen, 5 - zelo zadovoljen); - organizacijski klimi: Kakšna je po vaši oceni klima na tej fakulteti? (1-zelo slaba, 5-zelo dobra); - pripadnosti fakulteti oz. organizaciji: Koliko se vi osebno čutite pripadni tej fakulteti? (1 - sem zelo pripaden/a, 5 - sploh nisem pripaden/a). Poleg osnovnih demografskih podatkov so sodelujoči študenti podali tudi svojo povprečno oceno v srednji šoli in do sedaj doseženo povprečno oceno na fakulteti. Postopek Spomladi leta 2009 smo podatke načrtno zbirali na dva načina: s pomočjo študentov - anketarjev in ob selekcijskih postopkih. Sodelovanje je bilo prostovoljno. Udeleženci so za izpolnitev vprašalnika potrebovali približno 20 min. Rezultati Ker smo v slovenščino preveden Vprašalnik organizacijske pripadnosti uporabili prvič, smo najprej izračunali njegovo zanesljivost. Notranja zanesljivost vprašalnika je visoka (a = ,86). Najvišjo mero notranje zanesljivosti dosega faktor normativne pripadnosti (a =,80), sledita faktorja čustvene (a = ,78) in kalkulativne pripadnosti (a = ,64). S pomočjo Kolmogorov-Smirnovega testa smo preverili še normalnost porazdelitve odgovorov pri posameznih postavkah. Ugotovili smo, da porazdelitve vseh treh lestvic statistično pomembno odstopajo od normalne (p < ,05). Tudi distribucije odgovorov na posamezne postavke Vprašalnika organizacijske pripadnosti pomembno odstopajo od normalne porazdelitve (p < ,01). Lestvici čustvene pripadnosti in kalkulativne pripadnosti sta levo asimetrični, lestvica normativne pripadnosti desno asimetrična, povprečni odgovori pa so na vseh treh lestvicah sploščeno razporejeni. Naslednji korak je bil usmerjen k preverjanju hipotez. Prva hipoteza predvideva, da so študentje manj pripadni fakulteti kot zaposleni svoje organizaciji. Za zelo pripadne se je izreklo le 5,6 % študentov in 18,3 % zaposlenih. Pri preverjanju razlik med študenti in zaposlenimi smo zaradi nenormalne razporeditve odgovorov 26 E. Boštjančič uporabili neparametrične postopke. Zato ker postavka predvideva ordinalen merski nivo, smo za izračun razlik med študenti in zaposlenimi uporabili Mann - Whitneyev preizkus, ki je pokazal statistično pomembno razliko med obravnavanima skupinama (Z = -8,304,p < ,01). Deskriptivna statistika odgovora na vprašanje o pripadnosti je pokazala, da so zaposleni bolj pripadni organizaciji (Me = 2, Q3-Qj = 1) kot študenti fakulteti (Me = 3, Q3-Qj = 1). Tako lahko prvo hipotezo potrdimo. Ker smo imeli na voljo podatek o letnici rojstva zaposlenih, smo jih razdelili v štiri generacije ter analizirali medgeneracijske rezultate. Zaradi sorazmerno majhnega števila udeležencev določene generacije smo rezultate zaposlenih predstavili le za dve generaciji (tabela 1), generacijo 'baby boom' (rojeni med 1946 in 1964) in generacijo X (rojeni med 1965 in1979). Tabela 1. Primerjava deskriptivne statistike o organizacijski pripadnosti zaposlenih med dvema generacijama Generacija N M SD Čustvena 1946-1964 176 30,13 8,30 pripadnost 1965-1979 52 31,17 6,70 Kalkulativna 1946-1964 176 33,43 7,41 pripadnost 1965-1979 52 30,17 6,74 Normativna 1946-1964 176 22,96 9,11 pripadnost 1965-1979 52 22,10 7,85 Rezultati t-testa so pokazali, da prihaja do statistično pomembnih medgeneracijskih razlik pri zaposlenih le pri kalkulativni pripadnosti (t = 2,84, p < ,01). Drugo raziskovalno vprašanje se je nanašalo na razlike v pripadnosti med študenti različnih fakultet. V naši raziskavi so sodelovali študenti psihologije z ljubljanske Filozofske fakultete (FF), študenti kadrovskega managementa s Fakultete za družbene vede (FDV) in študenti ekonomije z ljubljanske Ekonomske fakultete (EF). Podatki so se razvrščali koničasto in desno asimetrično. Kruskal-Wallisov test je pokazal, da se mediane, ki se nanašajo na spremenljivko pripadnost študentov fakulteti, med tremi vključenimi fakultetami med seboj statistično pomembno razlikujejo (p < ,01) in da lahko hipotezo zavrnemo. Najmanj so fakuleti pripadni študenti psihologije (M = 3,08, SD = 0,90), sledijo študenti kadrovskega managementa (M = 2,86, SD = 0,79), najbolj pa so fakulteti pripadni študenti ekonomije (M = 2,79, SD = 0,73). Ugotovili smo že, da razlike obstajajo med zaposlenimi in študenti, zdaj pa poglejmo bolj kvalitativno, kakšne so te razlike. Ker rezultati na posameznih lestvicah (čustvena, kalkulativna, normativna pripadnost) statistično pomembno odstopajo od normalne porazdelitve, bomo pri preverjanju hipotez uporabili neparametrične Organizacijska pripadnost študentov 27 postopke. Za preverjanje hipotez med populacijama študentov in zaposlenih smo uporabili Mann-Whitneyev U preizkus. Pri čustveni pripadnosti so višji rezultat dosegli zaposleni (M = 27,90, SD = 7,66), nižjega študenti (M = 26,30, SD = 6,81). Razlike so statistično pomembne (Z = -8,40, p < ,01). Tudi razlike med populacijama zaposlenih in študentov na dimenziji kalkulativne pripadnosti obstajajo. Zaposleni (M = 32,16, SD = 7,20) čutijo večjo kalkulativno pripadnost organizaciji kot študenti (M = 29,36, SD = 6,82). MannWhitney U preizkusu je pokazal, da je razlika statistično pomembna (Z = -5,43, p < ,01). Kot lahko vidimo, je pri obeh dimenzijah pripadnost zaposlenih višja, kar našo hipotezo potrjuje. Ali se med študijem kalkulativna pripadnost študentov dviguje? Za zaposlene v organizacijah namreč velja, da je ob začetku zaposlitve višja kalkulativna pripadnost, kasneje se začne razvijati čustvena in ob koncu zaposlitvene poti normativna pripadnost. Mi bomo pogledali le, ali intenzivnost preučevane dimenzije pripadnosti v času študija ostaja enaka in ali kalkulativna pripadnost v višjih letnikih študija narašča. Tabela 2. Opisna statistika odgovorov študentov pri vprašanju o pripadnosti glede na letnik študija N M SD Prvi letnik 179 2,94 0,791 Drugi letnik 68 2,78 0,750 Tretji letnik 112 2,87 0,765 Četrti letnik 56 2,88 0,974 Peti letnik 1 3,00 - Skupaj 416 2,89 0,803 Enosmerna analiza variance, pri kateri smo izključili podatke študenta petega letnika, je pokazala in potrdila zastavljeno hipotezo (F(3,411) = 0,735, p = ,53). Med študijem ostaja pripadnost študentov fakulteti bolj ali manj enaka, prav tako je s kalkulativno pripadnostjo (F(3,411) = 1,91, p = ,13)). Ko smo iskali razloge, ki morda vplivajo na pripadnost študentov, smo pomislili na pridobljene ocene, tako v srednji šoli kot na fakulteti. Menili smo, da bodo višje ocene pri izpitih pozitivno vplivale na pripadnost, vendar se je povezanost pokazala kot statistično nepomembna. Le ocene v srednji šoli se pozitivno povezujejo s pripadnostjo fakulteti (r = ,10, p < ,05). Povezava je nizka, tako da morda le nakazuje možno povezanost. Organizacijska pripadnost, v našem primeru pripadnost študentov fakulteti, pa je le del širše organizacijske klime. Vpliv klime (medosebnih odnosov, komunikacije, 28 E. Boštjančič informiranosti...) med študenti, asistenti in profesorji se gotovo odraža tudi na pripadnosti. Korelacije so pokazale, da se višja pripadnost (ocena 1 pomeni visoko pripadnost, hkrati pa nizko zadovoljstvo) fakulteti povezuje z osebnim zadovoljstvom študentov (r = -,37, p < ,01) in dobro organizacijsko klimo (r = -,32, p < ,01). Hipotezo smo preverjali s pomočjo hierarhične regresijske analize (tabela 3). V prvi korak smo vključili kontrolne spremenljivke (spol, letnik študija), stališča študentov pa v drugega (splošno zadovoljstvo, organizacijska klima). Odvisna spremenljivka je predstavljal skupen rezultat na lestvici organizacijske pripadnosti, saj N. Allen in Meyer (1990b) menita, da se vsa tri stanja lahko pojavijo naenkrat in zato naj bi bila organizacijska pripadnost vsota vseh treh stanj. Tabela 3. Rezultat hierarhične regresijske analize pri preverjanju vpliva spola, letnika študija, organizacijskega zadovoljstva in klime na fakulteti na pripadnost študentov Spremenljivka B SE P R2 AR2 1. korak 0,01 0,01' Spol -1,86 1,84 -0,05 Letnik študija 0,01 0,59 0,00 2. korak Zadovoljstvo na fakulteti Klima na fakulteti 5,68 2,25 0,93 0,95 0,31*** 0,12' 0,16 0 14'*' *p <,05, '"p < ,001 Prvi korak pojasnjuje le 1 % (p < ,05) variance organizacijske pripadnosti. Pri kontroli vpliva neodvisnih spremenljivk spol in letnik študija naraste varianca na 14 % (p < ,001). Pri nadaljnji analizi smo ugotovili, da ima največji vpliv na organizacijsko pripadnost zadovoljstvo s fakulteto (P = ,31, p < ,001) ter manjšega zaznavanje organizacijske klime. Tako je tudi zadnja hipoteza potrjena. Razprava Ko govorimo o konceptu pripadnost, ga ponavadi povezujemo tako s stališči kot s čustvi. Predanost odnosu, v našem primeru organizaciji, celo bolje fakulteti, vključuje čustveno vpletenost in nenehno vrednotenje posameznika, ali je trenutna situacija takšna, kot jo posameznik, v našem primeru študent, pričakuje danes in v prihodnosti. Porter idr. (1974) menijo, da organizacijsko pripadnost opisujejo trije elementi: sprejetje in vera v organizacijske vrednote, pripravljenost vložiti lasten trud v dobro organizacijskih ciljev ter velika želja po obstanku v trenutni organizaciji. Prvi element se nanaša na področje organizacijskih vrednot, drugi se nanaša na področje Organizacijska pripadnost študentov 29 delovne učinkovitosti, tretjega pa smo se dotaknili v pričujočem članku. V raziskavi smo uporabili Vprašalnik organizacijske pripadnosti (Meyer in Allen, 1991), ki nanjo gleda kot na model, sestavljen iz treh komponent. Zaradi vzorca študentov smo vprašalnik prilagodili do te mere, da smo zamenjali le besedo organizacija z besedo fakulteta. S tem pa se odpirata dve vprašanji. Prvič, ali lahko in do katere mere spreminjamo vprašalnik ter ga prilagajamo značilnostim naroda, populacije, vzorca ali raziskave same. Rezultati pričujoče raziskave so pokazali, da je zanesljivost vprašalnika visoka in da se rezultati notranje zanesljivosti postavk gibljejo v mejah drugih do sedaj opravljenih raziskav. Najnižji je rezultat na lestvici kalkulativne pripadnosti (a = ,64), kar opozarja na morebitne popravke ob ponovni uporabi vprašalnika. Drugič, ali imajo študenti prvih in drugih letnikov študija vpogled v delovanje fakultete kot celote in ali ne ocenjujejo le razmer na matičnem oddelku ali znotraj svojega letnika. Študenti so morali v nadaljevanju odgovoriti tudi na splošna vprašanja o klimi na fakulteti, pri katerih je lahko prihajalo do podobnih dilem in izkrivljenih pogledov ter zato do napačnega ocenjevanja. To je lahko ena izmed omejitev pričujoče raziskave, ki v prihodnje narekuje pazljivejšo uporabo tega vprašalnika. Pri izbiri vzorca smo pazili, da so sodelujoči iz istega področja - v našem primeru družboslovja. Morda bo kdo imel pomisleke o širini vzorca, vendar za študente družboslovnih programov danes težko napovemo, na katerih področjih se bodo zaposlovali. Po starostni strukturi je bil vzorec heterogen, po spolu pa je bilo skoraj polovico več žensk, kar je lahko vzrok za minimalno višji rezultat pri čustveni komponenti (Mathieu in Zajac, 1990; Meyer, Stanley, Herscovitch in Topolnytsky, 2002). 554 študentov Univerze v Ljubljani, ki je izpolnilo Vprašalnik organizacijske pripadnosti, je ocenilo svojo pripadnost niže v primerjavi z 279 zaposlenimi v različnih delovnih organizacijah. Rezultat ni presenetljiv in se sklada s postavljeno hipotezo. Na tem mestu velja omeniti Blauove (2003) ugotovitve. Meni, da obstajata poleg treh osnovnih dimenzij še dve poddimenziji poklicne pripadnosti. Gre za praktične stroške in čustvene posledice, ki jih s seboj prinesejo zamenjava poklica ali trenutne možnosti za določen poklic na trgu dela. Če so omenjeni stroški visoki in če ima posameznik malo poklicnih priložnosti, potem je pripadnost močnejša, šibkejša pa, če so stroški menjave nizki in je možnosti za menjavo poklica veliko. Sedaj lahko potegnemo vzporednico s študenti. Večina ima razmeroma nizke stroške študija, saj jim pomagajo starši ali imajo štipendijo. Dostopnost različnih študijev je različna, nekateri so bolj dosegljivi (bližina, večje število razpisanih študijskih mest), za druge so potrebni visok srednješolski učni uspeh ali določeni talenti in sposobnosti. Manjka pa nam podatek o tem, kako se njihov študij sklada z njihovimi osebnimi interesi, vendar lahko zapišemo, da je pripadnost študentov nižja, tako zaradi razmeroma lahke dostopnosti (na univerzah, kjer je velika selekcija in katerih študij je drag, bi bilo verjetno drugače) kot zaradi nižjih stroškov študija (pri nas pri večini študijev še ne poznamo obveznih šolnin). V našo raziskavo smo vključili 30 E. Boštjančič študente treh različnih fakultet, izmed katerih je vpis na študij psihologije najbolj omejen in tako povprečnemu študentu najteže dostopen. Rezultati naše raziskave pa so pokazali, da pa so prav študenti psihologije fakulteti najmanj pripadni. Na čem sloni njihova ocena, ne moremo z gotovostjo trditi. Obstaja nekaj možnih razlag: visoka pričakovanja od študija (več praktične usmerjenosti), visoke sposobnosti ter zato višja samopodoba (ocena temelji na njihovi povprečni oceni na dodiplomskem izobraževanju, ki je v zadnjem desetletju odlična), večja mera kritičnosti, organizacija študija ... Glede na trenutne razmere v Sloveniji, ko se skoraj mesečno ustanavljajo nove fakultete in odpirajo novi študijski programi, ko je konkurenca vedno večja, bo tudi dostopnost študijev boljša in enostavnejša. Pričakujemo lahko, da bo zato upadla pripadnost študentov fakulteti. Študenti bodo imeli poleg izbrane fakultete še vsaj eno alternativo (podoben ali enak študij na drugi fakulteti), kar jim bo omogočalo bolj sproščeno vedenje, manj stresa ter odprte možnosti za prehod k drugemu študiju, na drugo fakulteto. S sproščenostjo študentov pa se bo spremenila situacija na fakultetah, ki bodo morale aktivneje pristopiti k motiviranju dijakov za določen študij ter kasneje k motiviranju študentov za vztrajanje in dokončanje izbrane študijske smeri. Kot smo že omenili, se organizacijska pripadnost najpogosteje opredeljuje s tremi dimenzijami. Rezultati so pokazali, da zaposleni dosegajo višje rezultate na obeh obravnavanih dimenzijah, čustveni in kalkulativni pripadnosti. Organizacijska pripadnost je res termin, ki se razvija znotraj organizacije in je težje ali pa drugače prenosljiv na druge oblike dela. Naša raziskava je pokazala, da se med študijem pripadnost fakulteti ne spreminja pomembno, kar nas je presenetilo, saj so Forward, Daugherty, Michel in Sandberg (2009) ugotovili statistično pomembne razlike v stopnji organizacijske pripadnosti med bruci in absolventi. Pri zaposlenih pa so spremembe očitne. Pri njih organizacijska pripadnost z leti raste, nanjo pa vplivajo številni dejavniki. Podobne rezultate sta dobila tudi Judge in Watanabe (1995), ki sta ugotovila, da z leti, ki jih posameznik preživi v organizaciji, njegova organizacijska pripadnost narašča. Ob rezultatih pričujoče študije si lahko postavimo dodatno vprašanje, ali pedagoški tim (profesorji in asistenti) vpliva na stopnjo pripadnosti študentov. Sodobne raziskave s tega področja se namreč usmerjajo k preučevanju vloge vodij, njihove mediatorske vloge med delom in organizacijsko pripadnostjo ter kot samostojni dejavnik, ki vpliva na pripadnost (Becker in Kernan, 2003). To vprašanje se odpira kot nov raziskovalni izziv. Ellemers, de Gilder in van den Heuvel (1998) pišejo o pripadnosti delovnemu timu. Na fakultetah je delo pogosto organizirano tako, da se študenti razdelijo v manjše skupine in v njih delajo vse študijsko leto. Znotraj skupine se tako razvije določena skupinska dinamika, ki lahko vpliva na medosebne odnose, čustva ter posledično tudi na pripadnost timu. Omenjena pripadnost timu vpliva na študenta tako, da se na osnovi pozitivnih ali negativnih izkušenj zavestno odloča o prisotnosti na vajah in predavanjih kot tudi, v skrajnem primeru, na zamenjavo ali prenehanje študija. Organizacijska pripadnost študentov 31 Z našim razmišljanjem gremo lahko še korak dalje, k pripadnosti programu (Neubert in Cady, 2001), ki je definirana kot pripadnost določenemu programu, katerega pobudnica je organizacija. Na posameznih fakultetah so oblikovane različne smeri in vsak študent si izbere tisto, ki ga veseli in je blizu njegovim interesom. V raziskavi študentov nismo spraševali o njihovih interesih, tako da sklepov o tem ne moremo narediti, predvidevamo pa, da tisti, katerih študij se sklada z njihovimi osebnimi interesi, vrednotami, stališči, študirajo laže in so izbrani smeri študija tudi bolj pripadni. Opisana raziskava ni imela visoko letečega cilja. Pojem organizacijske pripadnosti je v delovnem okolju povezan z vedenjem zaposlenega, njegovim sodelovanjem, stanovitnostjo ter tudi delovnimi rezultati. Podobno je pri študentih, saj naj bi pripadnost fakulteti igrala pomembno vlogo pri njihovi komunikaciji, zavzetosti, motivaciji pri študiju kot tudi pri doseganju študijskih rezultatov. Namen je bil torej ugotoviti, ali lahko študentje v času študija na fakulteti razvijejo organizacijsko pripadnost ter do kolikšne mere. Še vedno pa ostaja vrsta neodgovorjenih vprašanj, tako o vsebini pripadnosti kot o njeni intenzivnosti, razvoju v odvisnosti od časa in dejavnikih, ki nanjo vplivajo. Nekaj konkretnih vprašanj, ki lahko predstavljajo izhodišča za prihodnje raziskave: - Ali lahko s pomočjo organizacijske pripadnosti napovemo študentovo vedenje - kako dolgo bo ostal na fakulteti in kdaj ter kako uspešno bo študij zaključil? - Kateri medosebni dejavniki v času študija vplivajo na študentovo pripadnost fakulteti oziroma študiju? - Katere lastnosti pedagoških delavcev na fakulteti vplivajo na pripadnost študentov? Je to strokovnost, informiranost, odprtost, dostopnost, pogostost komuniciranja? - Doslej so znanstveniki preučevali predvsem organizacijsko pripadnost, sedaj pa se vse bolj usmerjamo k raziskovanju pripadnosti poklicu (Lee, Carswell in Allen, 2000). Bi lahko ob teh novejših trendih raziskovali tudi pripadnost posameznika določenemu študiju oz. kaj vpliva na študente, ki zamenjajo smer, oz. celo obliko študija? Literatura Allen, N. J. in Meyer, J. P. (1990a). Organizational Socialization Tactics: A Longitudinal Analysis of Links to Newcomers' Commitment and Role Orientation. The Academy of Management Journal, 33(4), 847-858. Allen, N. J. in Meyer, J. P. (1990b). The measurement and antecedents of affective, continuance and normative commitment to the organization. Journal of OccupationalPsychology, 63, 1-19. Becker, H. S. (1960). Notes on the concept of commitment. The American Journal of Sociology, 66, 32-40. 32 E. Bostjancic Becker, T. E. in Kernean, M. C. (2003). Matching commitment to supervisors and organizations to in-role and extra-role performance. Human Performance, 16, 327348. Blau, G. (2003). Testing a four-dimensional structure of occupational commitment. Journal of occupational commitment. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 76, 469-480. Blau, G. in Boal, K. (1987). Conceptualizing how job involvement and organizational commitment affect turnover and absenteeism. Academy of Management Review, 12(2), 288-300. Buchanan, B. (1974). Building Organizational Commitment: The Socialization of Managers in Work Organizations. Administrative Science Quarterly, 19(4), 533546. Brown, R. B. (1996). Organizational commitment: Clarifying the concept and simplifying the existing construct typology. Journal of Vocational Behavior, 49, 230-251. Cooper-Hakim, A. in Viswesvaran, C. (2005). The construct of work commitment: Testing an integrative framework. Journal of Applied Psycology, 131, 241-259. doi:10.1037/0033-2909.131.2.241 Delobbe, N. in Vandenberghe, C. (2000). A Four-Dimensional Model of Organizational Commitment among Belgian Employees. Journal of Applied Psychology, 16(2), 125-138. Dixon, M. A., Cunningham, G. B., Turner, B. A., Sagas, M. in Kent, A. (2005). Challange is Key: An Investigation of Affective Organizational Commitment in Undergraduate Interns. Journal of Education for Business, 1, 172-180. Elizur, D. in Koslowsky, M. (2001). Values and organizational commitment. International Journal of Manpower, 22(7), 593-599. Ellemers, N., de Gilder, D. in van den Heuvel, H. (1998). Career-oriented vs. team- oriented commitment and behavior at work. Journal of Aplied Psychology, 83, 717-730. Forward, G. L., Daugherty, N., Michel, H. in Sandberg, D. (2009). The Effects of Communication, Religiosity, and Organizational Support on Student Commitment at a Church-Related University. Human Communication, 12(1), 33-52. Hall, D. T., Schneider, B. in Nygren, H. T. (1970). Personal Factors in Organizational Identification. Administrative Science Quarterly, 15(2), 176-190. Hrebiniak, L. in Alutto J. (1972). Personal and role-related factors in the development of organizational commitment. Administrative Science Quarterly, 17, 555-572. Judge, T. A. in Watanabe, S. (1995). Is the past prologue? A test of Ghiselli's Hobo syndrom. Journal of Management, 21, 211-229. Kanter, R. M. (1968). Commitment and Social Organization: A Study of Commitment Mechanisms in Utopian Communities. American Sociological Review, 35, 499-517. Lee, K., Carswell, J. J. in Allen, N. J. (2000). A meta-analytic reviw of occupational commitment: Relations with person- and work-related variables. Journal of Applied Psychology, 85, 799-811. Marsh, R. M. in Mannari, H. (1977). Organizational Commitment and Turnover: A Prediction Study. Administrative Science Quarterly, 22(1), 57-75. Organizacijska pripadnost študentov 33 Mathieu, J. E. in Zajac, D. M. (1990). A review and meta-analysis of the antecedents, correlates, and consequences of organizational commitment. Psychological Bulletin, 108, 171-194. Mesner Andolšek, D. in Štebe, J. (2001). Strah, vrednote in pripadnost. V M. Stanojevič (ur.), Uspešna nedozorelost: socialne institucije in kakovostna proizvodnja v Sloveniji (str. 137-161). Ljubljana: FDV. Meyer, J. P. in Allen, N. J. (1984). Testing the 'side-bet' theory of organizational commitment: Some methodological considerations. Journal of Applied Psychology, 69, 373-378. Meyer, J. P. in Allen, N. J. (1987). A longitudinal analysis of the early development and consequences of organizational commitment. Canadian Journal of Behavioral Science, 19, 199-215. Meyer, J. P. in Allen, N. J. (1991). A three-component conceptualization of organizational commitment. Human Resource Management Review, 1, 61-89. Meyer, J. P., Stanley, D. J., Herscovitch, L. in Topolnytsky, L. (2002). Affective, continuance, and normative commitment to the organization: A meta-analysis of antecedents, correlates, and consequences. Journal of Vocational Behavior, 61, 20-52. Morris, J. H. in Sherman, J. D. (1981). Generalizability of an Organizational Commitment Model. The Academy of Management Journal, 24(3), 512-526. Mowday, R. T. in McDade, T. (1979). Linking behavioral and attitudional commitment: A Longitudinal anaysis of job chioce and job attitudes. Prispevek predstavljen na 39. letnem srečanju Academy of Management, Atlanta, GA. Mowday, R. T., Porter, L. W. in Steers, R. M. (1982). Employee-organization linkages: The psychology of commitment, absenteeism, and turnover. New York: Academic Press. Neubert, M. I. in Cady, S. H. (2001). Program commitment: A multi-study of its impact and antecedents. Personnel Psychology, 54, 421-448. Nijhof , W. J., de Jong, M. J. in Bezo, B. (1998). Employee commitment in changing organizations: an exploration. Journal of European Industrial Training, 22(6), 243-248. Podnar, K. (b. d.). Pripadnost in zavezanost zaposlenih kot konkurenčna prednost podjetij. Sneto z naslova http://www.delavska-participacija.com/clanki/ID060504.doc Porter, L. W., Steers, R. M., Mowday, R. T. in Boulian, P. V. (1974). Organizational Commitment, job satisfaction, and turnover among psychiatric technicians. Journal of Applied Psychology, 59, 603-609. Sheldon, M. E. (1971). Investments and involvements as mechanisms pruducing commitment to the organization. Administrative Science Quarterly, 16(2), 143-150. Sinclair, R. R., Martin, J. E. in Michel, R. P. (1999). Full-time and part-time subgroup differences in job attitudes and demographic characteristics. Journal of Vocational Behavior, 35, 337-357. Statistični urad RS. (2007). Statistične informacije. 9, Izobraževanje (št. 37). Sneto z naslova http://www.stat.si/doc/statinf/09-si-036-0701.pdf Steers, R. M. (1977). Antecedents and Outcomes of Organizational Commitment. Administrative Science Quarterly, 22, 46-56. 34 E. Boštjančič Stevens, J. M, Beyer, J. M. in Trice, H. M. (1978). Assessing Personal, Role, and Organizational Predictors of Managerial Commitment. The Academy of Management Journal, 21(3), 380-396. Trstenjak, A. (1974). Človek in sreča. Celje: Mohorjeva družba. Wiener, Y. (1982). Commitment in organizations. A normative view. Academy of Management Review, 7(3), 418-428. Prispelo 08. 04. 2010 Sprejeto 21. 09. 2010 Psihološka obzorja /Horizons of Psychology, 19, 3, 35-34 (2010) © Društvo psihologov Slovenije 2010, ISSN 1318-187 Znanstveni empiričnoraziskovalni prispevek Primerjalna študija stališč študentov do dvojezičnosti Marina Furlan* Univerza na Primorskem, Fakulteta za humanistične študije Koper Povzetek: Temeljni cilj raziskave je bil ugotoviti, ali obstajajo razlike v stališčih do dvojezičnosti med študenti Fakultete za humanistične študije Koper in študenti italijanskega jezika na Filozofski fakulteti v Splitu (Hrvaška). Zanimalo nas je ali obstajajo razlike v stališčih do dovjezičnosti in ali so stališča študentov iz Splita bolj pozitivna od stališč koprskih študentov. Rezultati raziskave delno potrjujejo prvo hipotezo, v celoti pa drugo. Pri 11 postavkah od 20 so se namreč pokazale statistično pomembne razlike v stališčih, pri eni postavki pa težnja k statistično pomembni razliki. V vseh primerih, kjer razlike obstajajo, se v stališčih splitskih študentov kaže večja naklonjenost dvojezičnosti. Ključne besede: dvojezičnost, stališča, medkulturne razlike A comparative study on students' attitudes towards bilingualism Marina Furlan* University of Primorska, Faculty of Humanities Koper, Slovenia Abstract: The aim of the research was to assess the existence of differences between attitudes towards bilingualism held by students of the Faculty of Humanities Koper and those held by students of Italian language and literacy from the Faculty of Philosophy in Split (Croatia). We investigated whether there are differences between attitudes towards bilingualism of both groups and if attitudes towards bilingualism held by students from Split are more favorable than those held by students from the Faculty of Humanities Koper. The results confirmed the first hypothesis partially, and the second one completely. 11 items out of 20 have shown to conduct to statistically different attitudes, whereas in one case a tendency towards statistically significant difference is to be found. In all cases, where statistically significant differences are to be found, attitudes held by students from Split are more positive, if compared to those held by students from Koper. Key words: bilingualism, attitudes, cross-cultural differences CC = 3040 * Naslov / Address: Marina Furlan, Univerza na Primorskem, Fakulteta za humanistične študije Koper, Titov trg 5, 6000 Koper, Slovenija, e-mail: marina.furlan@fhs.upr.si 36 M. Furlan V zadnjih letih so razprave o dvojezičnosti kot tudi o večjezičnosti pogoste v okviru različnih strok in znanosti. Z obema pojavoma (večjezičnost implicira tudi dvojezičnost, obenem pa zakonitosti, ki veljajo za dvojezičnost, veljajo okvirno tudi za večjezičnost) se ukvarjajo ter o njiju razpravljajo tako jezikoslovci kot sociologi, pedagogi, defektologi, logopedi, psihologi, včasih pa celo pripadniki strok, ki naj bi na prvi pogled ne imeli kaj dosti opraviti s tematiko, a se je kljub temu suvereno lotevajo. Zakaj se to dogaja? Večjezičnost, še bolj pa dvojezičnost kot nekoliko zožena različica večjezičnosti, je v sodobnem svetu čedalje bolj razširjena, nekatere dileme in predsodki, ki se nanašajo na pojav, pa še vedno obstajajo tako med laiki kot med strokovnjaki. Ne eni ne drugi si namreč niso enotni glede najboljših metod in najprimernejših okoliščin za uvajanje oseb - predvsem otrok - v svet »multiplih« jezikov. Zato se številnim strokovnjakom različnih strok zdi, da so prav oni najbolj poklicani za reševanje tovrstnih dilem. Večina ljudi si je enotna glede tega, da je jezik eden glavnih kazalcev človekove »človeškosti«. Ljudje smo namreč edina živa bitja, ki pri sporazumevanju lahko na osnovi poznavanja osnovnih jezikovnih prvin maternega jezika tvorimo neskončno število kombinacij le-teh, ki so lahko tudi povsem nove, a so kljub temu razumljive tako nam samim kot tudi ostalim uporabnikom istega jezika. Z namenom, da bi dosegli razvoj človekove sposobnosti govora, za katero sicer obstaja genetska predispozicija, ki pa se brez stika z govorečimi ljudmi ne razvije, se odrasli pogovarjamo z otroki. V Zahodnih kulturah čedalje več ljudi to počne že v gestacijskem obdobju, skoraj vsi pa že takoj po otrokovem rojstvu. Zavedamo se namreč, da je sposobnost aktivne uporabe maternega jezika (kot materni jezik se opredeljuje jezik, ki je za osebo prvi jezik, v katerem se nauči komunicirati in sicer ne glede na to, ali ga dejansko govori mati ali pa druga oseba v vlogi otrokovega skrbnika) izrednega pomena za človekovo delovanje znotraj družbe, v kateri se razvija, odrašča in tudi sicer deluje tekom svojega življenja. Načelne in včasih tudi praktične dileme ali celo težave pa se pojavijo, ko je govor o usvajanju, učenju in/ali uporabi (tako perceptivni kot produktivni) več kot enega jezika. Starši, skrbniki, pedagogi in drugi, ki so vsakodnevno v stiku z otroki, se sprašujejo, ali sploh, in če da, kdaj, kako in do katere stopnje otroku približati drugi jezik. S takimi dilemami se soočajo tako ljudje, ki živijo v večjezičnih okoljih, kot tudi tisti, ki živijo v enojezičnih okoljih - predvsem, če gre za enojezična okolja, kjer jezik okolja ni »svetovni jezik«, s katerim bi lahko ljudje shajali izven svoje rojstne dežele. V preteklosti je veljalo, da je uvajanje dvojezičnosti pri otrocih nezaželeno, ker naj bi upočasnjevalo otrokov razvoj, poleg tega pa naj bi dvojezičnost vodila v kvazijezičnost (s tujko bolj znano z izrazom »semilingvizem«), t.j. v nepopoln razvoj jezikovnih sposobnosti tako v enem kot v drugem jeziku. Izvor omenjenega predsodka (ki je sicer v nekaterih redkih primerih lahko tudi odraz resnično pomanjkljive jezikovne razvitosti, le-ta pa ni neposredna posledica dvojezičnosti, pač pa cele vrste različnih spremljevalnih dejavnikov) tiči predvsem v dejstvu, da so raziskovalci pred desetletji v obdobju, ko so se šele začeli ukvarjati z raziskovanjem dvojezičnosti, Stališča študentov do dvojezičnosti 37 jezikovne sposobnosti dvojezičnih otrok preizkušali s testi, namenjenimi enojezičnim otrokom. Sledilo je vrednotenje, ki je temeljilo na standardih enojezičnih otrok. Raziskovalci niso upoštevali dejstva, da dvojezičnost ni dvojna enojezičnost kot že v naslovu svojega prispevka v Uporabnem jezikoslovju iz leta 1995 navaja Luk Nečakova. To pomeni, da niso upoštevali metalingvističnih sposobnosti, ki se pri dvojezičnih otrocih razvijejo prej kot pri enojezičnih, medtem ko so na primer nepoznavanje nekega izraza v enem izmed jezikov smatrali za jezikovni primanjkljaj, ne da bi pri tem upoštevali, da morda otrok pozna izraz ali celo več izrazov za isti pojem v drugem jeziku. Danes, ko predsodki iz prejšnjega odstavka bledijo, so številni mnenja, da se najboljši rezultati na poti do večjezičnosti pokažejo kot posledica sočasnega usvajanja dveh jezikov takoj od rojstva naprej - gre za primere, ko »otrok prve izkušnje z jezikom kot sredstvom socializacije doživlja v obeh jezikih hkrati« (Furlan, 2001, str. 81). Govor je o t.i. simultani dvojezičnosti, kot jo je že leta 1978 poimenoval McLaughlin (cit. v Grosjean, 1982). Po mnenju avtorice pričujočega teksta naj bi na ta način in ob ugodnih spodbudah ožjega ter širšega okolja posameznik dosegel najboljšo možno stopnjo dvojezičnosti. Usvajanje obeh jezikov naj bi namreč potekalo sočasno bodisi po emocionalno - konotativni (čustveni) kot po opisno - denotativni poti, oba jezika pa naj bi bila uporabljena v sorodnih, vsakdanjih situacijah. Oba tako usvojena jezika imata za posameznika status »maternega jezika«. Swain (1972, cit. v Romaine, 1996) v takih primerih govori o dvojezičnosti kot prvem jeziku, Meisel (1990, cit. v Romaine, 1996) pa o dvojezičnem usvajanju prvega jezika. Na tem mestu je pomembno opozoriti, da kot poudarja Grosjean (1989, cit. v Luk-Nečak, 1995, str. 11) »dvojezičnost ni seštevek dveh enojezičnosti«, pač pa »celovit pojav: posledica sobivanja in hkratnega delovanja dveh jezikov v govornem repertoarju dvojezičnega govorca...«, rezultat le-te pa je ».. .drugačna, vendar celovita sporazumevalna zmožnost«. Obenem se je potrebno zavedati, da je vsak posameznik, ki je usvojil dve materinščini hkrati, dvojezičen, medtem ko ni nujno, da ima vsak dvojezičen posameznik dve materinščini. Najpogostejši so namreč primeri oseb, ki najprej začnejo z usvajanjem enega maternega jezika ter z enoletnim ali večletnim zamikom začnejo usvajati še drugi (ali pa drugi in tretji) jezik. To obliko dvojezičnosti McLaughlin (1978, cit. v Grosjean, 1982) imenuje sukcesivno dvojezičnost. Starost, pri kateri oseba postane dvojezična sama po sebi še ne določa stopnje dvojezičnosti, ki jo bo dosegla. V tem smislu so pomembni predvsem pot usvajanja (konotativni in/ali denotativni vidiki) in okoliščine usvajanja jezika (naravno okolje in/ali institucionalizirano učenje), vplivi okolja (stališča do jezika, dvojezičnosti, kulture jezika ipd.) ter uporaba in uporabnost usvojenih jezikov (ali lahko posameznik oba jezika uporablja vsakodnevno, v kakšnih okoliščinah ipd.), kar vpliva na ter se odraža v motiviranosti za nadaljnje usvajanje/učenje oziroma ohranjanje že usvojenega/naučenega jezika. Če namreč dvojezični govorec uvidi, da enega izmed jezikov ne uporablja pogosto oziroma mu niti v bodočnosti predvidoma ne bo v korist, 38 M. Furlan se njegova motiviranost za ohranitev in nadaljnje razvijanje jezika znatno zmanjšata. Možno je celo, da en jezik povsem opusti. Dileme obstajajo tudi glede metod, ki naj bi jih skrbniki in pedagoški delavci uporabili z namenom, da bi pri otrocih dosegli dvojezični jezikovni razvoj. Grosjean (1982) navaja štiri osnovne pristope, ki naj bi otroke privedle h kar najbolj uravnoteženi dvojezičnosti: - princip »en človek - en jezik«, - uporaba enega jezika doma in drugega izven doma, uporaba samo enega jezika do obdobja, ko otrok le-tega dobro obvlada in nato uvedba drugega jezika, uporaba obeh jezikov tako znotraj kot izven družine v odvisnosti od teme, pogovora, situacije itd. ali pa v odvisnosti od trenutka v dnevu (jutro, popoldne), dneva v tednu (en dan namenjen enemu jeziku) itd. Novejše raziskave (Balboni, 2009) dokazujejo, da je za visoko stopnjo dvojezičnosti ter za visoko motiviranost za uporabo dvojezičnosti pomembno tudi, da dvojezični otrok ugotovi, da so tudi osebe, ki ga obdajajo, dvojezične ter da uspešno uporabljajo oba jezika. Po mnenju Balbonija (2009) naj bi torej tudi prestrogo upoštevanje principa en človek - en jezik lahko neugodno vplivalo na uravnoteženost otrokove dvojezičnosti. Ker pa v zvezi z dvojezičnostjo obstaja tudi neenotnost glede same opredelitve pojava, se moramo na tem mestu nujno dotakniti vprašanja opredelitve dvojezičnosti. Vprašanje je torej naslednje: kdaj lahko rečemo, da je oseba dvojezična (ali večjezična)? Ali je za to nujno, da je oseba »uravnoteženo dvojezična« in torej oba jezika obvlada enako dobro, ali jo imamo lahko za dvojezično tudi, ko imamo opravka s t.i. »dominantno dvojezičnostjo«, ko oseba en jezik (običajno gre za tako imenovano materinščino ali večinski jezik okolja) obvlada bolje, drugega pa manj dobro? Ali za to, da lahko osebo smatramo za dvojezično zadošča »šolsko« poznavanje jezika, ki ga doseže povprečni mladostnik po osnovnošolskem in/ali srednješolskem učenju jezika kot prvega tujega jezika? Ali pa je za to, da lahko osebo smatramo za dvojezično (odslej bo v tekstu govor le o dvojezičnosti, vendar s tem izrazom mislimo tudi na večjezičnost), potrebno bolj poglobljeno poznavanje jezika - tako, kot ga na primer oseba doseže, če jezik usvaja v naravnem okolju ali pa se jezika uči v šoli ter ga ob tem usvaja tudi skozi vsakdanje interakcije z rojenimi govorci? Ali pa je to stopnja in način poznavanja jezika, ki morda sploh ni povezana s šolo in torej s pravilno uporabo slovničnih pravil, pač pa prej in bolj s sposobnostjo mišljenja in čustvovanja v danem jeziku - pa čeprav morda ne gre za knjižni jezik, pač pa »le« za narečje nekega J2 (jezika, ki osebi ne predstavlja J1 in torej ni njen izvorni, t.i. »materni« jezik)? Načeloma lahko rečemo, da obstajajo številne opredelitve dvojezičnosti že znotraj psihologije, še več pa jih je, če upoštevamo dejstvo, da se, kot smo že Stališča študentov do dvojezičnosti 39 omenili na začetku tega poglavja, z dvojezičnostjo ukvarjajo strokovnjaki različnih strok. V okviru psihologije imamo opravka predvsem z opredelitvami, ki izhajajo iz vprašanja »izvornosti« pojava (ali je oseba začela usvajati oba jezika sočasno ali pa je prej usvajala le enega, nato pa drugega ter kdaj je do tega prišlo) ter s takimi, ki izhajajo iz stopnje identifikacije z obema jezikoma (ali oseba sebe opredeljuje kot govorca obeh jezikov oziroma ali jo kot tako identificirajo druge osebe - rojeni govorci obeh jezikov). Lingvisti pri opredeljevanju dvojezičnosti izhajajo v glavnem iz stopnje kompetentnosti v obeh jezikih, sociologi pa iz funkcije obeh jezikov v posameznikovem življenju (Skutnabb-Kangas, 1981). Možne in dokaj pogoste pa so tudi opredelitve, ki sočasno upoštevajo različne kriterije - glede na predmet preučevanja pojava ali pa se, ne glede na strokovno izhodišče, osredotočajo na vidik, ki je v ospredju pri dani raziskavi. Po mnenju avtorice pričujočega teksta je najpomembneje, da je pri vsaki raziskavi, projektu oziroma razpravi jasno, katera izhodiščna definicija je bila privzeta v konkretnem primeru - le tako so namreč lahko interpretacija podatkov ter zaključki, ki izhajajo iz le-te, enoznačni. Dokaj natančna in uporabna, pa čeprav ne usklajena z zgoraj omenjenimi psihološkimi kriteriji opredeljevanja dvojezičnosti, je definicija, ki jo najdemo v italijanskem psihološkem enciklopedičnem slovarju Laterza (Harre, Lamb in Mecacci, 1992). Po tej definiciji je oseba dvojezična, če »je usvojila drugi jezik dovolj dobro, da lahko v tem jeziku opravlja pomemben delež svojih družbenih ali miselnih dejavnosti« (Harre, Lamb in Mecacci, 1992, str. 113-114). S. Romaine v poglavju o opredeljevanju dvojezičnosti navaja Mackayevo ugotovitev (1968, cit. v Romaine, 1996), da se moramo pri raziskovanju dvojezičnosti sprijazniti z relativnostjo, saj je na primer stopnja poznavanja jezika, ki jo imamo za minimalno, da lahko govorca prepoznamo kot dvojezičnega, popolnoma arbitrarna ali celo nedoločljiva. Zato Mackay dvojezičnost opredeljuje le kot izmenično uporabo dveh ali več jezikov, pri čemer pa meni, da bi morala dobra opredelitev dvojezičnosti vsebovati štiri vidike: stopnjo poznavanja jezika, funkcijo jezika, izmeničnost uporabe obeh jezikov in interference med jezikoma. Okvirno se strinjamo s prvimi tremi vidiki, pri čemer pa se nam četrti ne zdi merodajen pri določanju dvojezičnosti posameznika, saj je obstoj interference med jezikoma skoraj neizogiben tudi v primeru, ko lahko osebo po ostalih kriterijih smatramo za dvojezično - toliko bolj, če gre za dvojezičnost dveh sorodnih jezikov (na primer dvojezičnost dveh slovanskih ali dveh romanskih jezikov). Ko govorimo o dvojezičnosti se moramo namreč, kot smo opozorili že predhodno v istem tekstu, ves čas zavedati, da »dvojezičnost ni dvojna enojezičnost«, kot je že v naslovu istoimenske razprave leta 1995 opozorila Lük Nečak (1995). Zato, ker se že same definicije dvojezičnosti, medsebojno zelo razlikujejo, prav tako pa se medsebojno zelo razlikujejo tudi okolja, v katerih je iz različnih razlogov zaželeno, da se otroci vsaj v nekem obdobju svojega šolanja, pobliže spoznajo še z drugim - ne večinskim - jezikom okolja, so različni tudi modeli šolanja, ki naj bi šolarje privedli do bolj ali manj visoke stopnje dvojezičnosti. V slovenskih obalnih 40 M. Furlan občinah, ki so dvojezične, je uveljavljen t.i. »ohranitveni model« dvojezičnega šolanja, pri katerem se večji del pouka vrši v jeziku večinske oziroma manjšinske narodnostne skupnosti, ob tem pa že od prvega razreda osnovne šole dalje poteka tudi pouk drugega jezika okolja (v primeru šolanja v manjšinskem jeziku je to večinski jezik ter obratno v primeru šolanja v večinskem jeziku) s pripadajočo književnostjo. Na nek način gre tudi v tem primeru za dvojezičen in dvokulturen model šolanja, vendar je, dvojezičen in dvokulturen le v smislu, da sta od prvega razreda dalje prisotna oba jezika okolja ter da se v okviru spoznavanja okolja ter predmetov, kot so zgodovina, zemljepis in podobno obravnavata natančneje obe kulturno-zemljepisni območji, ki sta povezani s poučevanima jezikoma. Za razliko od modela, ki je uveljavljen v slovenski Istri, je v Prekmurju uveljavljen model dvojezičnega šolanja, ki predvideva dvojezični pouk iz vseh predmetov, v ZDA je zelo pogost »prehodni« model dvojezičnega šolanja, ki ima več različic, osnovno vodilo vseh pa je, da se šolarji najprej šolajo izključno ali delno v materinščini, ki ni večinski jezik okolja in ga postopno opuščajo, pri čemer pa čedalje bolj prehajajo na večinski jezik (natančnejši podatki o modelih dvojezične vzgoje so na voljo v Furlan, 2001) itd. Na podlagi vsega, kar je bilo doslej povedano, lahko torej zanesljivo zaključimo, da je v zvezi s pojavom dvojezičnosti še veliko nedorečenega oziroma ne-dokončno-dorečenega že v strokovnih in znanstvenih krogih, še toliko bolj pa med laiki. V družbeno pogojenih predstavah (t.i. socialnih reprezentacijah) o dvojezičnosti, ki si jih delijo pripadniki posameznih družb, je še veliko več nejasnosti in dvomov, povezanih z dvojezičnostjo kot med strokovnjaki, ki se s problematiko ukvarjajo profesionalno. Prav zato pa je izrednega pomena, da vsakič, ko raziskujemo dvojezičnost, ko ljudem zastavljamo vprašanja glede dvojezičnosti, ko posredujemo vprašalnike in lestvice stališč na temo dvojezičnosti, opozorimo na pojmovanje dvojezičnosti, na katerem temelji specifična raziskava. Le tako lahko kar najbolj zmanjšamo vpliv osnovnega nesporazuma, ki izhaja iz posameznikovega individualnega pojmovanja preučevanega pojava. V okviru pričujoče raziskave sem želela ugotoviti, ali se medsebojno razlikujejo stališča, ki jih imajo do dvojezičnosti študentje, ki obiskujejo Fakulteto za humanistične študije Koper ter študentje, ki obiskujejo študijski program italijanistike na Filozofski fakulteti v Splitu. Omenjeni skupini sem želela medsebojno primerjati, ker pričakujem, da jezikovno okolje, v katerem posameznik/ca živi, vpliva na njegova/njena stališča do jezika na splošno in do enojezičnosti oziroma dvojezičnosti kot specifičnih oblik jezikovne rabe v določenih okoljih. Študentska populacija, ki obiskuje FHŠ Koper, se vsaj pet dni v tednu zadržuje na dvojezičnem območju (koprska občina), medtem ko se splitski študentje, ki so bili vključeni v raziskavo, izven fakultete vsakodnevno ne srečujejo z dvojezičnostjo. Le-to poskušajo doseči s študijem tujega jezika (italijanščine), zaradi česar pričakujem, da so njihova stališča do dvojezičnosti pretežno pozitivna. Z namenom, da bi raziskala predstavljeno problematiko, sem oblikovala naslednji hipotezi: Stališča študentov do dvojezičnosti 41 1. Stališča do dvojezičnosti študentk FF Split in študentov in študentk FHŠ Koper se statistično pomembno razlikujejo. 2. Stališča do dvojezičnosti, ki so jih izrazile študentke s FF Split so tam, kjer obstajajo razlike, bolj pozitivna od stališč koprskih študentov/k. Metoda Udeleženci V raziskavi so sodelovali 104 študentje. 69 udeležencev je študentov različnih smeri Fakultete za humanistične študije Koper, preostalih 35 pa študentk italijanskega jezika na oddelku za italijanski jezik (Odsjek za talijanski jezik i književnost) Filozofske fakultete v Splitu (HR). Med udeleženimi študenti s FHŠ je 75 % študentk ženskega in 25 % študentov moškega spola, medtem ko so udeleženke FF iz Splita izključno ženskega spola. Ker je statistična obdelava podatkov, zbranih na FHŠ, pokazala, da med udeleženkami ženskega in udeleženci moškega spola s FHŠ ni statistično pomembnih razlik v rezultatih in da torej spol udeležencev v omenjeni študiji ne vpliva na stališča do dvojezičnosti, sem kljub temu, da jih v splitskem vzorcu ni bilo, v raziskavo vključila tudi pripadnike moškega spola iz koprskega vzorca. Izbira vzorca ni bila slučajna. Želela sem namreč primerjati stališča, ki jih do dvojezičnosti gojijo študentje, ki so (zaradi okolja, v katerem bivajo tekom študija) vsakodnevno v stiku z dvojezičnostjo (slovensko - italijansko) s stališči, ki jih do dvojezičnosti gojijo študentje, ki živijo in študirajo v enojezičnem okolju in torej dolgoročno gledano v vsakdanjem življenju nimajo direktne izkušnje z družbeno dvojezičnostjo (imajo pa zaradi narave svojega študija prav tako izkušnje z italijanskim jezikom). Pri tem sem zaradi omejenosti števila vpisanih študentov na študij italijanskega jezika in književnosti v Splitu naletela na težavo, saj je vzorec majhen (35), pa čeprav še vedno dovolj velik, da z znanstvenega vidika omogoča in opravičuje statistično obdelavo podatkov. Pripomočki in spremenljivke Za namene raziskave je bila uporabljena petstopenjska lestvica stališč do dvojezičnosti, ki sem jo ob upoštevanju psihometričnih kriterijev pripravila leta 1999 ter jo kasneje večkrat uporabila. Lestvica vsebuje 20 postavk, katerih vsebina se nanaša na dvojezičnost/dvojezične osebe. Naloga anketiranca je, da prebere vsako postavko ter na petstopenjski ocenjevalni lestvici Likertovega tipa (1 - prav nič se ne strinjam, 5 - popolnoma se strinjam) označi številko, ki najbolj ustreza njegovi stopnji strinjanja/nestrinjanja z vsebino postavke. Glede na to, da so številni udeleženci, ki so bili vključeni v preliminarno študijo, 42 M. Furlan na osnovi katere je bila lestvica dokončno oblikovana, spraševali, kaj je mišljeno z »dvojezičnost«, vsebujejo navodila za reševanje lestvice definicijo dvojezičnosti, ki naj bo enoznačno vodilo vsem udeležencem raziskave. Po tej opredelitvi je dvojezična oziroma večjezična »oseba, ki tekoče obvlada dva jezika oz. več jezikov in sicer na način, ki presega običajno »šolsko« poznavanje tujega jezika.« Postavke, ki jih vsebuje lestvica in izhajajo delno iz laičnih predpostavk ali predsodkov do dvojezičnosti, delno pa iz znanstvenih dognanj, so naslednje (v oklepajih pred posameznimi postavkami so navedene zaporedne številke, po katerih se postavke razporejajo znotraj lestvice): (1) dvojezičnost bogati družbo; (2) dvojezične osebe med govorom mešajo jezike, ki jih poznajo; (3) dvojezični posamezniki dobro poznajo več kultur; (4) dvojezičnost povečuje tolerantnost do drugačnosti; (5) dvojezične osebe nikoli dokončno ne ugotovijo, kdo pravzaprav so; (6) dvojezičnost bogati posameznika; (7) dvojezičnost vodi v jezikovno zmešnjavo; (8) biti dvojezičen pomeni imeti več možnosti za uspeh v življenju; (9) dvojezične osebe se bojijo stikov z enojezičnimi osebami; (10) če si dvojezičen, se lažje učiš novih jezikov; (11) dvojezične osebe ogrožajo enojezične; (12) želim si, da bi moji otroci bili dvojezični; (13) dvojezične osebe so čustveno otopele; (14) če bi vsi bili dvojezični, ne bi bilo razlogov za vojne v svetu; (15) v deželah, kjer je dvojezičnost običajna, vlada popolna zmeda; (16) dvojezično okolje onemogoča otrokov razvoj; (17) če bi se sam odločal o šoli, ki jo želim obiskovati, bi izbral dvojezično šolo; (18) občudujem osebe, ki tekoče obvladajo dva jezika; (19) otroci, ki živijo v dvojezičnih okoljih, se počasneje razvijajo; (20) dvojezične osebe so v primerjavi z enojezičnimi bolj odprte do drugih kultur. Za zbiranje osnovnih podatkov o študentih je bil uporabljen še vprašalnik, ki je avtorici raziskave omogočil določitev spola, starosti, študijske smeri, jezikovnega ozadja in drugih podatkov v zvezi z vsakim udeležencem posebej. Postopek zbiranja in obdelave podatkov Študentje, ki so sodelovali pri raziskavi (69 študentov s FHŠ Koper ter 35 študentov s Filozofske fakultete v Splitu), so to storili skupinsko, in sicer v času predavanj. Visokošolski učitelj, ki je ob dani uri imel predvidena predavanja, je študentom prebral navodila ter jim razdelil lestvice stališč ter spremljajoče vprašalnike za zbiranje osnovnih podatkov. Študentje FHŠ Koper so dobili vprašalnike v slovenskem jeziku, študentje FF Split pa v italijanskem jeziku, saj je v Splitu raziskava potekala na oddelku za italijanski jezik in književnost FF Split. Udeleženci so odgovarjali anonimno, lestvico stališč in spremljajoči vprašalnik pa so opremili z izmišljeno kodo, ki je avtorici raziskave omogočila, da je za vsako osebo posebej združila podatke, zbrane z obema inštrumentoma. Zbrane podatke je avtorica raziskave vnesla v statistični program SPSS ter jih obdelala s postopkom enosmerne analize variance (one-way ANOVA). Zaradi lažjega tabelarnega prikazovanja rezultatov je avtorica postavke pri Stališča študentov do dvojezičnosti 43 vnašanju v tabelo oštevilčila ter jih označila z opisnimi okrajšavami, ki smiselno nakazujejo vsebino vsake posamezne postavke. Rezultati in razprava Kot je razvidno iz Tabele 1, zbrani podatki v veliki meri potrjujejo hipotezo 1 ter v celoti hipotezo 2 iz poglavja 2.2. Pri enajstih postavkah od dvajsetih se je pokazalo, da se rezultati, dobljeni pri študentih FHŠ Koper in FF Split statistično pomembno razlikujejo (p < 0.05). V domala vseh omenjenih primerih izhaja, da je bolj pozitivno stališče do dvojezičnosti prisotno pri udeležencih s splitske fakultete. Izjema je 19. postavka (»Otroci, ki živijo v dvojezičnih okoljih, se počasneje razvijajo«), kjer višja stopnja strinjanja s postavko, ki jo kažejo študentke s splitske fakultete, dejansko odraža bolj negativno stališče do vpliva dvojezičnega okolja na razvoj otrok. Kot je možno razbrati iz Tabele 1, so se vsi udeleženci raziskave, ki niso bili neodločni (ocena 3), v večji ali manjši meri strinjali s tem, da dvojezičnost bogati družbo, kar je v skladu s svetovnim trendom po povečevanju večjezičnosti - vsaj v primeru govorcev ne-anglofonskih jezikov, ki že zaradi vključevanja v svetovni splet težijo k temu, da se naučijo angleškega jezika kot prvega tujega jezika. V tem smislu gre razumeti tudi visoko skladnost pri podanih odgovorih za postavko, v kateri je govor o dvojezičnosti kot o dejavniku, ki bogati posameznika. Tudi tukaj sta obe skupini dosegli visoko stopnjo soglašanja s trditvijo, saj je pri obeh skupinah povprečna stopnja strinjanja med 4 in 5. Zanimivo pa je, da, medtem ko pri postavki »Dvojezičnost bogati družbo« noben udeleženec ni izrazil popolnega nestrinjanja s postavko, v primeru, ko se postavka nanaša na posameznika, najdemo v splitskem vzorcu razpon odgovorov, ki gredo od 1 (popolno nestrinjanje) do 5 (popolno strinjanje s postavko). Zelo visoko stopnjo strinjanja s predlagano postavko najdemo tudi v primeru 18. postavke (»občudovanje do dvojezičnih oseb«; MFHŠ = 4,35, MFF split = 4,43), kjer so udeleženci obeh skupin podali odgovore v razponu od 2 do 5. Med njimi torej ni bilo nikogar, ki se »nikakor ne« strinja glede občudovanja dvojezičnih oseb. Povprečni odgovor udeležencev iz obeh skupin znaša 4,38 točk (glej Tabelo 1), kar pomeni, da večina izprašancev občuduje dvojezične osebe, ki dosegajo visoko stopnjo dvojezičnosti. Tovrstno stališče do dvojezičnih oseb sem pričakovala, saj se v sodobnem svetu čedalje bolj uveljavlja težnja k poznavanju več kot enega jezika. Uveljavlja se kot nekakšna vrednota, ki jo tudi šolstvo poskuša spodbujati z uvajanjem več kot enega tujega jezika v osnovni izobraževalni sistem ter kot nuja za potrebe vsakodnevnega delovanja vsakega posameznika, ki želi biti uporabnik vseh možnosti, ki jih nudita internetno komuniciranje in poslovanje. Kot je vidno iz Tabele 1, so bili odgovori pri postavki, ki se nanaša na mešanje jezikov (postavka 2) s strani večjezičnih oseb, bolj raznoliki od doslej opisanih. O tem priča večji razpon odgovorov (od min. 1 do max. 5). Čeprav je že na prvi pogled opazna razlika med srednjo oceno udeležencev s splitske in tisto s koprske fakultete, 44 M. Furlan Tabela 1. Opisna statistika in razlike v stališčih do dvojezičnosti po posameznih postavkah Postavka Udeleženci M SD SE Min. Max. F D bogati družbo FHS 4,28 0,69 0,08 3 5 1,84 FF Split 4,46 0,66 0,11 3 5 Total 4,34 0,65 0,06 3 5 mešanje jezikov FHS 3,35 1,19 0,14 1 5 2,87 FF Split 2,94 1,08 0,18 1 5 Total 3,21 1,16 0,11 1 5 poznavanje kultur FHS 3,12 0,98 0,12 1 5 13,10* FF Split 3,86 1,00 0,17 1 5 Total 3,37 1,04 0,10 1 5 tolerantnost do drugačnosti FHS 3,55 1,17 0,14 1 5 8,00* FF Split 4,17 0,79 0,13 5 Total 3,76 1,09 0,11 1 5 ugotovitev kdo so FHS 1,86 0,06 0,12 1 5 1,69 FF Split 2,11 0,96 0,16 1 5 Total 1,94 0,96 0,09 1 5 D bogati posameznika FHS 4,41 0,63 0,08 5 0,02 FF Split 4,43 1,07 0,18 1 5 Total 4,41 0,80 0,08 1 5 jezikovna zmešnjava FHS 2,26 1,21 0,15 1 5 5,05* FF Split 1,74 0,89 0,15 1 4 Total 2,09 1,13 0,11 1 5 D izvor uspeha FHS 3,83 1,08 0,13 1 5 7,94* FF Split 4,40 0,74 0,12 5 Total 4,02 1,01 0,10 1 5 strah D pred enojezičnimi FHS 1,49 0,80 0,10 1 5 2,35 FF Split 1,26 0,61 0,10 1 3 Total 1,41 0,75 0,07 1 5 lažje učenje drugih jezikov FHS 3,06 1,10 0,13 1 5 40,88* FF Split 4,34 0,64 0,11 5 Total 3,49 1,14 0,11 1 5 D ogrožajo enojezične FHS 1,71 0,94 0,11 1 4 0,00 FF Split 1,71 0,99 0,17 1 4 Total 1,71 0,95 0,09 1 4 D zaželena za otroke FHS 3,75 0,98 0,12 1 5 13,40* FF Split 4,46 0,82 0,14 1 5 Total 3,99 0,98 0,10 1 5 čustvena otopelost D FHS 1,67 0,85 0,10 1 4 5,50* FF Split 1,29 0,62 0,11 1 3 Total 1,54 0,80 0,08 1 4 D proti vojnam FHS 1,46 0,74 0,09 1 3 7,65* FF Split 1,94 1,00 0,17 1 4 Total 1,62 0,86 0,08 1 4 Stališča študentov do dvojezičnosti 45 Tabela 1 (nadaljevanje) Postavka Udeleženci M SD SE Min. Max. F zmeda v D deželah FHS 1,83 0,79 0,10 1 4 0,11 FF Split 1,89 0,99 0,17 1 4 Total 1,85 0,86 0,08 1 4 D bremeni razvoj FHS 1,62 0,81 0,10 1 4 0,43 FF Split 1,51 0,78 0,13 1 4 Total 1,59 0,80 0,08 1 4 izbira dvojezične šole zase FHS 3,14 1,12 0,13 1 5 11,95* FF Split 3,91 0,98 0,17 1 5 Total 3,40 1,13 0,11 1 5 občudovanje do D oseb FHS 4,35 0,84 0,10 2 5 0,22 FF Split 4,43 0,82 0,14 2 5 Total 4,38 0,83 0,08 2 5 počasnejši razvoj D otrok FHS 1,51 0,70 0,08 1 3 49,03* FF Split 2,71 1,05 0,18 1 5 Total 1,91 1,01 0,10 1 5 odprtost D do drugih kultur FHS 3,20 1,05 0,13 1 5 13,79* FF Split 4,00 1,00 0,17 1 5 Total 3,47 1,10 0,11 1 5 Opombe: D = dvojezičnost/dvojezičen/dvojezični. FHS = Fakulteta za humanistične študije v Kopru. FF Split = Filozofska fakulteta v Splitu. *p < ,05. pa razlika ni statistično pomembna, pač pa kaže le težnjo k statistični pomembnosti (p = 0.94). Tako eni kot drugi udeleženci so glede tega vprašanja precej neodločni, saj se povprečje odgovorov giblje okoli ocene 3, »ne morem se odločiti«. Nekoliko višja ocena, ki jo zasledimo pri udeležencih s FHŠ, gre verjetno na račun osebnih izkušenj teh študentov z okoljem, v katerem (nekateri začasno, drugi stalno) bivajo. Prebivalci slovenske Istre so - ne glede na to, ali na ozemlju živijo stalno ali začasno - vsak dan v neposrednem stiku z mešanimi oblikami jezikovnega izražanja, saj tako večinsko slovensko kot tudi manjšinsko italijansko prebivalstvo v svojo vsakdanjo govorico vpletata posamezne elemente drugega jezika okolja. Študentje splitske fakultete, ki se vsakodnevno ne srečujejo z avtohtonimi prebivalci z drugačnim jezikovnim ozadjem, nimajo te izkušnje. Tuj jezik, ki ga študirajo na fakulteti, ohranja status tujega jezika in se v vsakdanji govorici ne prepleta z maternim jezikom. Na tem mestu ne smemo pozabiti, da je način usvajanja maternega jezika (tak status pa ima lahko tudi nek dialekt, v katerem se prepletata dva ali več jezikov iz istega okolja) po svoji naravi drugačen od učenja tujega jezika. V prvem primeru gre jezikovni razvoj v smeri od usvajanja konativnih (emocionalnih) prvin jezika, s katerimi se otrok srečuje od prvih stikov s skrbniki t.j. od rojstva dalje, pa do denotativnih vidikov usvajanja maternega jezika skozi vsakdanjo prakso v naravnem okolju. Drugače je v primeru učenja nekega jezika kot tujega jezika, kjer konativni vidik odpade, prav 46 M. Furlan tako pa odpade naravna pot usvajanja jezika, saj se tujega jezika ljudje učimo v za to namenjenih institucijah, kjer ga ne usvajamo direktno, pač pa se ga učimo izhajajoč iz svojega maternega jezika - torej posredno. Za izhodišče jemljemo materni jezik z vsemi pravili in izgovorjavo vred ter se tujega jezika učimo na osnovi poznavanja svoje materinščine. Do mešanja jezikov pride redkeje. V dvojezičnih okoljih, kjer dva avtohtona jezika sobivata že »od nekdaj«, kot je primer slovenske Istre, pa je mešanje jezikov bolj običajno kot v okoljih, kjer avtohtone dvojezičnosti ni - rezultat tega je pogosto dialekt, ki vsebuje prvine obeh jezikov. Študentje, ki študirajo v Kopru, se s tem pojavom srečujejo v svojem vsakdanjem življenju, in prav v tem dejstvu avtorica raziskave išče razlog za višjo stopnjo strinjanja s postavko - pa čeprav v primeru slovenskega dialekta slovenske Istre ne moremo preprosto govoriti o »mešanju jezikov«, ki naj bi pomenilo individualno uporabo mešane govorice, pač pa o ustaljenem dialektu, ki je v uporabi v širšem krogu prebivalstva slovenske Istre. Na soroden pojav se nanaša tudi postavka, po kateri naj bi dvojezičnost vodila v jezikovno zmešnjavo (postavka 7). Pri tej postavki se stališča obeh skupin udeležencev medsebojno statistično pomembno razlikujejo (p = 0,027). Obe skupini se pretežno strinjata s tem, da dvojezičnost ne vodi v jezikovno zmešnjavo, vendar je skupina študentov iz Splita (M = 1,74) o tem bolj prepričana kot skupina koprskih študentov (M = 2,26). V primerjavi s postavko, ki sem jo obravnavala v prejšnjem odstavku in kjer je bil govor o individualnem mešanju jezikov s strani dvojezičnih oseb, je pri tej postavki v ospredju jezikovna zmešnjava na družbenem nivoju. Prav zato, ker gre tukaj za družbeni nivo, pa je stopnja nestrinjanja s postavko pri obeh skupinah višja (FHŠ 2,26 in FF 1,74 nasproti FHŠ 3,35 in FF 2,94), saj se tudi skupina koprskih študentov strinja, da čeprav prihaja pri dvojezičnih osebkih do mešanja jezikov in posledično do dialektalnih oblik, ki vsebujejo prvine obeh jezikov, to (na družbenem nivoju) še ne vodi v jezikovno zmešnjavo. Še bolj izrazito je to mnenje pri študentih tujih jezikov v Splitu, kjer jim osebne izkušnje z individualno dvojezičnostjo sploh ne narekujejo možnosti, da bi prišlo do jezikovne zmešnjave, ki bi ji lahko botrovala dvojezičnost. Statistično pomembni razliki je najti pri postavkah, v katerih se pozitivno stališče do dvojezičnosti odraža skozi zaznavanje dvojezičnosti kot dejavnika, ki spodbuja k večjemu poznavanju kultur in večji tolerantnosti do drugačnosti na splošno (postavki 3 in 4 v Tabeli 1). Na tem mestu se srečamo z vprašanjem povezanosti kulture in jezika. Kot je že pred 4 desetletji ugotovil ameriški antropolg Edward Sapir (v jezikoslovnih krogih znan predvsem po svoji hipotezi o jezikovni relativnosti, v okviru katere povezuje jezik in kulturo): »/.. ./lahko jemljemo jezik kot simboličnega vodjo h kulturi« (Sapir, 1972, str. 58), s čemer soglaša tudi Heath (1986, cit. v Pease-Alvarez in Vasquez, 1994, str. 82), ki pravi, da »je učenje jezika učenje kulture«. V novejšem času se obravnavane tematike posredno dotika tudi Balboni (2008), ko govori o sodobni evropski politiki oblikovanja evropske identitete. Z učenjem vsaj dveh evropskih jezikov naj bi namreč vsak evropski državljan spoznal tudi dve evropski kulturi ter si s tem ustvaril evropsko identiteto, ki naj bi presegala nacionalno identiteto enojezične osebe. Ob upoštevanju povedanega se lahko torej strinjamo s Stališča študentov do dvojezičnosti 47 postavko, ki trdi, da »Dvojezični posamezniki dobro poznajo več kultur«, saj v tem smislu dvojezičnost obenem pomeni tudi dvokulturnost. Temu pa v praksi ni vedno tako. V okoljih, kjer se dva avtohtona jezika s pripadajočima kulturama prepletata že več desetletij ali celo stoletij, se obe nekoč ločeni kulturi »stopita« v mešanico šeg in običajev, za katera ljudje povečini ne vedo, ali so bile/i nekoč del kulturne dediščine enega ali drugega izmed jezikov okolja. Rezultat tega je medkulturno okolje, ki bolj kot na posamezni izvorni kulturi spominja na novo kulturo, le-ta pa se običajno povezuje tudi z jezikovnim dialektom, ki je specifičen za dano okolje. Drugače je v okoljih, kjer je med prebivalstvom razširjen (in priznan) le en jezik s pripadajočo kulturo. V tem primeru ni dvoma glede povezanosti jezika in kulture, zopet drugače pa je v okoljih, kjer je uradno v veljavi dvojezičnost, kljub uradni uveljavljenosti le-te pa ostajata v ospredju jezik in kultura večinskega naroda, medtem ko manjšinska kultura ostaja manj znana oziroma omejena na šolsko znanje in sicer kljub obveznemu učenju jezika kot drugega jezika okolja. V takih okoljih, med katera lahko uvrstimo tudi nekatere občine slovenske Istre, tudi dvojezični posamezniki, ki dosegajo visoko stopnjo dvojezičnosti, pogosto ne poznajo enako dobro obeh pripadajočih kultur. Za povsem drugačno situacijo gre, ko se posameznik jezika uči kot tujega jezika - še posebej na univerzitetni ravni (kot v primeru splitskih udeležencev raziskave), kjer pri dobro pripravljenih študijskih programih pouk jezika spremlja sočasno seznanjanje s pripadajočo kulturo. In prav iz osebnih izkušenj anketirancev ter iz specifičnih okoliščin, v katerih prihajajo v stik z dvojezičnostjo, lahko črpamo razlago za statistično pomembne razlike med stališči, ki so jih - v zvezi s povezanostjo med poznavanjem kulture in jezika - izrazili anketiranci iz različnih okolij. Tudi glede tolerantnosti do drugačnosti, kjer je prav tako prisotna statistično pomembna razlika med obravnavanima skupinama, lahko rečemo, da so verjetno prav okoliščine, v katerih pripadniki obeh skupin prihajajo v stik s kulturno in jezikovno drugačnostjo, tiste, ki vplivajo na njihovo pojmovanje povezanosti med dvojezičnostjo in tolerantnostjo do drugačnosti. Študij tujega jezika je kot zelo ambiciozen projekt vsakega posameznika, ki se ga loti in čigar cilj je doseganje določene stopnje dvojezičnosti, že v osnovi usmerjen v pozitivno vrednotenje vsega, kar je povezano z danim jezikom in ambicijo dosežene dvojezičnosti ob zaključku študija. Na drugi strani pa so študentje, ki se izven institucionaliziranega okolja (v tem primeru fakultete) srečujejo z dvojezičnimi osebami, manj optimistični glede pozitivnih učinkov dvojezičnosti na splošno tolerantnost do drugačnosti. Možno je, da jim osebne izkušnje z dvojezičnimi osebami, ki jih srečujejo v vsakdanjem življenju, kažejo, da dvojezičnost sama po sebi še ne zagotavlja višje stopnje tolerantnosti do drugačnosti. Glede na to, da so njihova stališča do te postavke kljub vsemu pozitivna (M = 3,55), pa lahko zaključimo, da udeleženci s FHŠ sicer zaznavajo pozitiven učinek dvojezičnosti na tolerantnost do drugačnosti, vendar je morda ta učinek posreden in ne tako direktno opazen kot učinek, ki ga pričakujejo splitski študentje tujih jezikov. 48 M. Furlan Zelo veliko razliko v stališčih je videti še pri postavki, ki vsebinsko spada k pravkar obravnavanima, saj naj bi po njej dvojezične osebe bile bolj odprte do drugih kultur (postavka 20). Tudi tukaj lahko razlog za razliko iščemo predvsem v različnih okoliščinah, v katerih študentje s FHŠ in študentje s FF prihajajo v stik z dvojezičnostjo. Prvi se, kot smo že omenili, z njo srečujejo v vsakdanjem življenju in preko oseb, ki so dvojezične zaradi okolja, v katerem živijo ali zaradi okoliščin (tu so mišljene predvsem družinske razmere kot npr. narodnostno mešani zakoni), v katerih so se rodili in torej ne po lastni izbiri, medtem ko se študentje FF z dvojezičnostjo srečujejo posredno - preko študija, ki so si ga izbrali. Že zaradi tega je njihova naravnanost do drugih kultur bolj pozitivna, njihova odprtost in torej pričakovanje odprtosti drugih pa tudi. Zanimivo je, da pri postavki 5, po kateri »Dvojezične osebe nikoli dokončno ne ugotovijo, kdo so« ni statistično pomembnih razlik med skupinama ter da se povprečni odgovori obeh skupin sučejo okoli ocene 2: »v glavnem se ne strinjam«. Nižji od vrednosti 2 so prav tako povprečni odgovori udeležencev raziskave pri postavki, ki se nanaša na morebitne negativne posledice dvojezičnega okolja za otrokov razvoj (postavka 16; glej Tabelo 1 »D bremeni razvoj«). Videti je, da obe skupini izprašancev pričakujeta, da se bo dvojezična oseba kljub navidezni ali začasni razpetosti med dvema jezikoma in pripadajočima kulturama vendarle v določenem trenutku »našla« in se identificirala z eno ali obema jezikoma oziroma kulturama, kar se v večini primerov tudi zgodi. S to tematiko se je ukvarjal Lambert (1967, cit. v Cummins, 1984), ki je ugotavljal, da imajo lahko dvojezični otroci, ki so pripadniki narodnostnih oziroma jezikovnih manjšin, v določenem obdobju težave pri razvijanju lastne narodnostno - jezikovne identitete in sicer predvsem v primerih, ko dosežena stopnja dvojezičnosti ni uravnotežena za oba jezika, otrok pa iz okolja (na primer s strani družine) zaznava pritiske v tej smeri, oziroma v primerih, ko so stališča okolja (ožjega ali širšega) do ene/ga izmed jezikov/kultur negativna. Obe omenjeni situaciji lahko privedeta do tega, da se otrok identificira le z eno izmed kultur in pripadajočim jezikom ali da pride do neizrazite identifikacije s katerokoli izmed kultur/jezikov. Tovrstne situacije lahko posameznika privedejo do težav z lastnim občutkom istovetnosti in samopodobo ter zmanjšane čustvene stabilnosti, ki jo je avtorica pričujočega teksta v preteklosti ugotovila (Furlan, 2001) pri dvojezičnih mladostnikih iz okolij, v katerih je prevladovala nenaklonjenost do dvojezičnosti (npr. na tržaškem, na avstrijskem koroškem ipd.). Poudariti je torej treba, da, kot slutijo tudi udeleženci raziskave, morebitne osebnostno- in jezikovno- razvojne težave, ki jih lahko imajo dvojezične osebe, ne izhajajo iz dvojezičnosti kot take, pač pa prej iz zunanjih okoliščin, ki na posameznika pritiskajo s svojimi pričakovanji in zahtevami. Pri stališčih, v katerih se odraža korist dvojezičnosti za posameznika, sta obe udeleženi skupini izrazili pozitivna stališča do predlaganih vplivov dvojezičnosti, pri čemer so stališča udeležencev s splitske fakultete v vseh primerih (statistično pomembno) pozitivnejša od stališč koprskih študentov. Tako vidimo, da splitski Stališča študentov do dvojezičnosti 49 študentje bolj kot koprski zagovarjajo stališče, da je dvojezičnost zaželena za otroke. Očitna razlika v stopnji strinjanja, ki sta jo pri tej postavki (postavka 12) izrazili udeleženi skupini, se odraža tudi v visoki stopnji statistične pomembnosti (p = 0,000). Kljub temu, da je pri obeh skupinah razpon odgovorov širok (od 1 do 5), je pri splitski skupini strinjanje s postavko skoraj popolno (4,46), iz česar lahko sklepam, da splitski študentje zelo visoko cenijo dvojezičnost in so visoko motivirani, da sami dosežejo dobro stopnjo poznavanja tujega jezika, ki ga študirajo (italijanščine) z namenom, da bi tudi sami postali dvojezični. To potrjujejo tudi z zelo pozitivnim stališčem do dvojezičnosti kot možnega izvora večjega uspeha v življenju (postavka 8; M = 4,40) ter kot možne osnove pri učenju nadaljnjih jezikov (postavka 10; M = 4,34). Splitski udeleženci se »v glavnem strinjajo« (aritmetična sredina blizu ocene 4 na lestvici stališč) tudi s postavko o izbiri dvojezične šole zase (postavka 17). Če bi se torej sami odločali o šoli, ki jo želijo obiskovati, se v glavnem strinjajo s tem, da bi zase izbrali dvojezično šolo, kar dokazujejo že s tem, da študirajo tuj jezik in stremijo k temu, da bi, vsaj v skladu z definicijami, ki to dopuščajo tudi v odrasli dobi, postali dvojezični. Če bi lestvica vsebovala tudi postavko o izbiri dvojezične šole za lastne otroke, obstaja velika verjetnost, da bi se udeleženci raziskave odločili tudi v prid te izbire, saj stališče kot socialnopsihološki pojav že po definiciji poleg čustvene in kognitivne komponente vsebuje tudi vedenjsko komponento, kar pomeni, da smo se takrat, ko »stojimo za svojim stališčem«, pripravljeni tudi vesti v skladu z njim. Vsekakor pa gre v tem primeru le za sklepanje avtorice pričujočega teksta, ki bi ga bilo potrebno preveriti z nadaljnjim raziskovanjem. Tudi stališča koprskih udeležencev do obravnavanih predmetov stališč so pozitivna (iznad ocene 3), vendar v manjši meri kot stališča njihovih splitskih kolegov. Pri stališčih 10 in 17 je zaznati prevladovanje neodločnosti (ocene zelo blizu 3) glede predmeta stališč. Tako so koprski udeleženci neodločni glede vprašanja koristnosti dvojezičnosti za nadaljnje učenje tujih jezikov ter glede izbire dvojezične šole zase. Razloge za neodločnost na teh področjih si je težko razlagati brez dodatnih podatkov in nadaljnjega raziskovanja. Verjetno izhaja iz neugodnih osebnih izkušenj ali pristranskih informacij, ki so jih morda dobili od oseb, ki so same imele neugodne izkušnje z dvojezičnostjo oziroma z dvojezičnim šolanjem/šolstvom. Pri tem je potrebno poudariti, da lestvica stališč, ki je bila uporabljena v namene te raziskave, ne vsebuje opisa modela dvojezične šole, v katero »naj bi se« anketirana oseba želela vpisati. Zato obstaja velika verjetnost, da so koprski študentje, ki so na priobalnem območju spoznali obstoječi »ohranitveni« dvojezični model šolanja, glede strinjanja s postavko izhajali prav iz osebnega stika z le-tem. Pri izražanju svojih stališč do vpisa v dvojezično šolo, so koprski študentje zaradi stika z okoljem verjetno imeli v mislih predvsem ta model dvojezičnega šolanja in ker so do slednjega številni prebivalci Obale skeptični - povečini iz razlogov, ki niso znanstveno ali strokovno upravičeni - se določena mera skepse odraža tudi v stališčih izprašanih študentov. Za razliko od njih imajo študentje s splitske Filozofske fakultete bolj pozitivna stališča do vpisa 50 M. Furlan v dvojezično šolo. Ker v okolju, v katerem živijo, ni dvojezičnih šol, jih večina nima izkušenj z dvojezičnim šolanjem, njihove predstave o »dvojezični šoli« pa izhajajo iz teoretičnega znanja, ki so si ga pridobili tekom študija in ki verjetno do neke mere idealizira dvojezično šolstvo. Rezultati, ki jo jih udeleženci dosegli pri postavkah 13 in 19 (glej Tabelo 1), ki sta bili v fazi izdelave lestvice stališč vanjo vključeni, ker izhajata iz nekoč dokaj razširjenih predsodkov do dvojezičnosti, kažeta na to, da okolje in okoliščine, v katerih se osebe srečujejo z dvojezičnostjo, še vedno močno vplivajo na stališča do nekaterih vidikov le-te. V primeru postavke »Dvojezične osebe so čustveno otopele« (13) vidimo, da sega razpon odgovorov, ki so jih podali udeleženci s FHŠ, od 1 do 4, kar je, kljub temu, da vendarle prevladuje nestrinjanje s postavko, nepričakovano, saj pomeni, da je vsaj ena oseba podala odgovor: »v glavnem se strinjam«. Le osebni intervju z osebo (ali osebami), ki je podala tak odgovor, bi nam lahko razkril razlog za tako stališče. Verjetno tiči v osebni neugodni izkušnji z dvojezično/imi osebo/ami. Stališča si namreč ljudje oblikujemo v glavnem na osnovi stališč naših referenčnih skupin ali pa na osnovi lastnih izkušenj. Med udeleženci s splitske FF gre razpon odgovorov od 1 do 3, kar pomeni, da se splitski udeleženci ne strinjajo ali pa so kvečjemu neodločni glede predmeta stališča. Ker se okoliščine njihovega »vstopanja v svet dvojezičnosti«, kot sem že večkrat omenila tekom te razprave, razlikujejo od okoliščin, ki jih zasledimo v Kopru, tudi njihova stališča temeljijo na drugačni osnovi: prej kot na osebnih izkušnjah iz vsakdanjega življenja - na teoretičnem znanju, ki ga vsrkavajo od strokovnjakov, akademikov in na podlagi znanstvene literature. Na različna ozadja oblikovanja stališč kaže tudi rezultat, dobljen pri postavki, ki temelji na insinuaciji, da naj bi se otroci v dvojezičnih okoljih razvijali počasneje (postavka 19). Ta trditev je v preteklosti bila ena glavnih argumentov proti dvojezični vzgoji otrok. Študentje s FHŠ kažejo v glavnem nestrinjanje (razpon odgovorov od 1 do 3) s postavko, medtem ko je pri študentih FF Split zaslediti tudi vsaj en primer, ki se s postavko popolnoma strinja. Izvor razlik lahko zopet iščemo v različnih okoliščinah pridobivanja vedenja in znanja o dvojezičnosti. Študentje iz Kopra, ki se v dvojezičnem okolju, v katerem študirajo, srečujejo tudi z dvojezičnimi otroki, opažajo, da v povprečju le-ti ne zaostajajo za vrstniki iz enojezičnih okolij. Na podlagi lastnih izkušenj sklepajo, da dvojezično okolje ne vpliva negativno na razvoj otrok. Bolj neodločni so študentje iz Splita, ki sami ne živijo v dvojezičnem okolju. Osebnih izkušenj z otroki v dvojezičnem okolju imajo manj, na podlagi znanja iz literature pa so se jim verjetno porodili številni dvomi glede te tematike. Rezultati različnih raziskav, ki so se v preteklosti osredotočale na preučevanje otrok v dvojezičnih okoljih ali celo samo dvojezičnih otrok ne glede na okolje odraščanja, vodijo namreč v številnih primerih do dvoumnih zaključkov, o katerih je tekla beseda že v uvodnem poglavju tega prispevka. Ljudje, ki nimajo osebnih izkušenj z dvojezičnimi otroki, se torej ne morejo ali pa se le stežka opredelijo glede hitrosti razvijanja otrok v dvojezičnih okoljih. Tudi na področju vpliva dvojezičnosti na vojne v svetu (postavka 14) se Stališča študentov do dvojezičnosti 51 odgovori študentov obeh skupin statistično pomembno medsebojno razlikujejo. Tako eni kot drugi se »v glavnem« ne strinjajo s trditvijo, pri čemer so študentje s FHŠ bolj kategorični v svojem nestrinjanju (razpon odgovorov od 1 do 3), kar pomeni, da menijo, da v glavnem povečanje dvojezičnosti ne bi vplivalo na zmanjšanje števila vojn v svetu. Študentje s FF v Splitu pa so, čeprav se prav tako v glavnem ne strinjajo s trditvijo, vendarle manj enotni v svojih stališčih (razpon odgovorov od 1 do 4). To pomeni, da vsaj nekateri izmed njih razmišljajo o možnosti, da bi dvojezičnost vendarle lahko vplivala na zmanjšanje števila vojn v svetu. Glede vprašanja strahu dvojezičnih oseb pred enojezičnimi ( postavka 9) ter ogrožanja enojezičnih s strani dvojezičnih (postavka 11) se stališča obeh skupin udeležencev ne razlikujejo (p > 0,1). Obe skupini sta v tem smislu izrazili pretežno nestrinjanje s postavkama. Rezultat bi verjetno bil drugačen, če bi o tem stališču povprašali pripadnike jezikovne/narodnostne manjšine v okolju, kjer sta uveljavljanje pravic jezikovno/narodnostne manjšine in sam obstoj manjšine ogrožena. Enoznačni so tudi odgovori obeh skupin pri postavki, v kateri se negativno stališče do dvojezičnosti odraža v trditvi, da v dvojezičnih deželah vlada »popolna zmeda« (postavka 15). Tudi tukaj se udeleženci obeh skupin pretežno ne strinjajo s trditvijo. Sklep Če na tem mestu povzamem rezultate primerjalne raziskave, lahko rečem, da so v splošnem stališča do dvojezičnosti, ki so jih izrazili študentje italijanskega jezika s Filozofske fakultete v Splitu, pozitivnejša od stališč, ki so jih izrazili njihovi vrstniki s FHŠ Koper. Pri večini rezultatov se kaže razlika v pojmovanju dvojezičnosti, ki jo lahko na podlagi ugotovitev iz doktorske disertacije (Furlan, 2002) pripišem različnosti okoliščin oziroma okolij, v katerih se udeleženci srečujejo z dvojezičnostjo. V primeru koprskih študentov gre za rezultat osebnih izkušenj in opazovanja ter bivanja v dvojezičnem okolju, v katerem študirajo in je »hočeš - nočeš« del njihovega vsakdana - bodisi v pozitivnem kot negativnem smislu, medtem ko se v stališčih študentov iz Splita zrcali idealizacija dvojezičnosti, h kateri stremijo izprašanci iz Splita - deloma že zaradi narave izbranega študija, verjetno pa tudi zaradi teoretičnih znanj, ki so si jih tekom študija nabrali. Ko si ljudje zadamo cilj, za dosego katerega smo visoko motivirani, se kasneje trudimo, da ta cilj, če je le mogoče, čim dlje ohranimo v lepi luči, saj le tako lahko sami pred sabo upravičimo vloženi trud in ohranimo pozitivno samopodobo. Zaradi nesistematičnosti izbora udeležencev raziskave, je posploševanje rezultatov le-te na celotno populacijo študentov FHŠ oziroma študentov tujih jezikov na FF v Splitu - neupravičeno. Glede na statistično pomembnost številnih razlik ter na logične razlage vzrokov, ki naj bi privedli do razlik, pa si kljub temu avtorica pričujočega teksta upa trditi, da obstaja velika verjetnost, da bi tudi širša primerjalna 52 M. Furlan raziskava, ki bi, na primer, vključevala, vse študente na izbranih ustanovah, lahko pokazala, da je smer razmišljanja o dvojezičnosti pri študentih iz dvojezičnega in študentih iz enojezičnega okolja, ki študirajo tuj jezik, podobno razmišljanju, ki smo ga zasledili pri izprašanih vzorcih. Literatura Balboni, P. E. (2008). Le sfide di Babele: Insegnare le lingue nelle societa complesse. Novara: UTET Universita. Balboni, P. E. (2008). Early learning of foreign languages: psychological and neurobiological perspectives. Prispevek predstavljen na konferenci Zgodnje učenje jezikov - pot do večjezičnosti, EUNIC Slovenia, Ljubljana. Cummins, J. (1984). The minority language child. V S. Shapson in V. D'Oyley (ur.), Bilingual and Multicultural Education: Canadian Perspectives (str. 71 - 92). Clevedon: Multilingual matters. Furlan, M. (2001). Mladostnikova osebnost in njegove socialne vrednote v dvojezičnem okolju [Adolescents' personality and its social values in the bilingual environment] (neobjavljena doktorska disertacija). Univerza v Ljubljani, Filozofska fakulteta, Oddelek za psihologijo, Ljubljana. Grosjean, F. (1982). The Bilingual Child. Life with two languages: an introduction to bilingualism. London: Harvard University press. Harre, R., Lamb, R. in Mecacci, L. (1992). Psicologia - Dizionario enciclopedico. Bari: Editori Laterza. Luk Nečak, A. (1995). Dvojezičnost ni dvojna enojezičnost [Bilingualism is not a double monolingualism]. Uporabno jezikoslovje, 4, 8 - 31. Pease-Alvarez, C., Vasquez, O. (1994). Language socialization in ethnic minority communities. V F. Genesee (ur.), Educating Second Language Children (str. 82102). Cambridge: Cambridge University Press. Romaine, S. (1989). Bilingualism. Oxford: Blackwell Publishers. Sapir, E. (1972). Cultura, linguaggio e personalita. Torino: Einaudi. Skutnabb-Kangas,T. (1981). Blingualism or not? Clevedon: Multilingual Matters. Prispelo 16. 06. 2010 Sprejeto 23. 09. 2010 Psihološka obzorja /Horizons of Psychology, 19, 3, 53-102 (2010) © Društvo psihologov Slovenije 2010, ISSN 1318-187 Znanstveni empiričnoraziskovalni prispevek Toward the assessment of the work-family interface: Validation of the Slovenian versions of work-family conflict and work-family enrichment scales Sara Tement', Christian Korunka' and Ajda Pfifer2 'University of Vienna, Faculty of Psychology, Department of Economic Psychology, Educational Psychology and Evaluation 2University of Ljubljana, Faculty of Arts, Department of Psychology Abstract: Research on the work-family interface has gained importance especially because of the changing composition of the working population and the rapidly changing working environment worldwide. However, there are no appropriate questionnaires available that would address negative and positive experiences of the work-family interface. Therefore, a study has been conducted in order to validate two existing scales measuring work-family conflict and work-family enrichment. The dimensionality, item adequacy, reliability, and construct validity were addressed by means of a sample of 214 employees from Slovenian enterprises and institutions. The results for the Slovenian scales confirmed the multiple dimensions of the original versions. Support was also found for acceptable reliability and construct validity of the two scales. Although some limitations were noticed, the scales represent an important step in examining the work-family interface of the Slovenian workforce. Keywords: work, family, conflicts, test validity, psychological testing Merjenje usklajevanja dela in družinskega življenja: Validacija slovenskih verzij vprašalnikov konflikta in obogatitve med delom in družino Sara Tement', Christian Korunka' and Ajda Pfifer2 'Univerza na Dunaju, Fakulteta za psihologijo, Oddelek za ekonomsko psihologijo, pedagoško psihologijo in evalvacijo 2Univerza v Ljubljani, Filozofska fakulteta, Oddelek za psihologijo Povzetek: Raziskave s področja usklajevanja dela in družine so pridobile na pomembnosti predvsem zaradi spremenjene sestave delovne populacije in spremenjenih delovnih pogojev. Kljub temu pa trenutno ni na voljo vprašalnikov, ki bi zajeli različne negativne in pozitivne vidike usklajevanja. Zato smo izvedli raziskavo, s katero smo želeli preveriti merske karakteristike vprašalnikov konflikta in obogatitve med delom in družino. Na vzorcu 214 zaposlenih iz različnih slovenskih podjetij in institucij smo preverili dimenzionalnost, primernost postavk, zanesljivost in konstruktno veljavnost omenjenih vprašalnikov. Rezultati slovenskega vzorca so potrdili dimenzionalnost izvirnikov. Tudi zanesljivost * Naslov / Address: Sara Tement, University of Vienna, Faculty of Psychology, Department of Economic Psychology, Educational Psychology and Evaluation, Universitaetsstrasse 7, A-1010 Vienna, Austria; e-mail: sara. tement@univie.ac.at 54 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer in konstruktna veljavnost sta bili zadovoljivi. Kljub nekaterim omejitvam, vprašalnika predstavljata pomemben korak pri proučevanju usklajevanja dela in družine med slovensko delovno populacijo. Ključne besede: delo, družina, konflikti, veljavnost, psihološko testiranje CC = 2228 Interest in the challenge of participating in work and family life has been growing ever since an increase in women's employment rates and substantially changed working conditions (e.g. rising job insecurity and higher mobility demands) were reported worldwide (e.g. Eby, Casper, Lockwood, Bordeaux & Brinley, 2005; Wiese, 2007). Research traditionally focused on the negative experiences of the work-family interface. According to this notion, resources such as time, energy and attention cannot be invested equally in the work and family domains (Greenhaus & Beutell, 1985). Time devoted to the job, for instance, may keep someone from fulfilling his or her family responsibilities. These negative experiences have mostly been described with work-family conflict which occurs when the participation in the work (family) domain is hindered because of the participation in the family (work) domain (Greenhaus & Beutell, 1985). In contrast, more recent research has suggested that the positive experiences also need to be addressed when we try to understand the work-family interface (Frone, 2003; Grzywacz & Butler, 2005; Grzywacz & Marks, 2000; Van Steenbergen, Ellemers & Mooijaart, 2007). Authors also claim that resources are expandable rather than fixed (Greenhaus & Powell, 2006). Therefore, combining work and family activities can also be experienced in a positive way. For instance, knowing that family activities are planned for the afternoon could stimulate the attention to a work task during work hours. These positive experiences of the work-family interface have mostly been encompassed by the definition of work-family enrichment (Carlson, Kacmar, Wayne & Grzywacz, 2006; Greenhaus & Powell, 2006). Enrichment is defined as the extent to which participation in one domain improves the quality of life in the other domain (Greenhaus & Powell, 2006). With work-family conflict, in contrast, the quality of life in the other domain deteriorates. In the last two decades ample studies have investigated the nature of work-family conflict and enrichment along with their antecedents and outcomes (Allen, Herst, Bruck & Sutton, 2000; Byron, 2005; Eby et al., 2005). Researchers have also strived to develop theoretically sound measures of both concepts. The measurement of work-family conflict followed the call for applying a multidimensional approach (Carlson, Kacmar & Williams, 2000; Kossek & Ozeki, 1998). Work-family enrichment measures developed in a similar vein. Toward the assessment of the work-family interface 55 The measurement of work-family conflict According to definition, family functioning may be limited because of work responsibilities (i.e. work-to-family conflict; WFC) or vice versa (i.e. family-to-work conflict; FWC) (Carlson et al., 2000; Mesmer-Magnus & Viswesvaran, 2005). However, older measures of work-family conflict did not embody this bi-directional nature of work-family conflict (see Carlson et al., 2000; Netemeyer, Boles & McMurrian, 1996). Furthermore, work-family conflict may take three forms. Work and family may compete for a person's time (i.e. time-based work-family conflict) and energy (i.e. strain-based work-family conflict) or may be creating incompatible behaviors (i.e. behavior-based work-family conflict) (Carlson et al., 2000; Greenhaus & Beutell, 1985). Time-based conflict occurs when time demands in one domain prevent activities in the other domain. Strain-based conflict reflects the exhaustion resulting in one domain (e.g. work) and affecting the other one (e.g. family). The third conflict form, behavior-based conflict, results from incompatible behavior expectations in the work and family domains. Although this distinction is widely accepted, it received little measurement attention (see Carlson et al., 2000; Kelloway, Gottlieb & Barham, 1999; Stephens & Sommer, 1996). The only measure fully considering the mentioned theoretical perspectives is the work-family conflict scale developed by Carlson et al. (2000). The scale underwent an extensive development and validation procedure on five different samples. The results confirmed six distinct dimensions (WFC-time, WFC-strain, WFC-behavior, FWC-time, FWC-strain, FWC-behavior) which include both directions of work-family conflict (i.e. WFC, FWC) and the three forms (i.e. time, strain and behavior). The scale is eighteen items long with three items for each dimension. All the items from the work-to-family direction reflect more difficult participation (lack of time, strain or incompatible behavior) in the family domain because of work responsibilities. All the items from the family-to-work direction, on the other hand, represent depleted functioning in the work domain because of activities and responsibilities in the family domain. Furthermore, Carlson et al. (2000) found replicated relationships between work-family conflict and known antecedents and outcomes using the work-family conflict scale. Work or family demands such as higher role involvement or role ambiguity were found to increase work-family conflict. Resources from work and family domains such as work or family support, on the other hand, prevented work-family conflict. Work-family conflict was also found to lead to different work and family outcomes. Job, family and life satisfaction in particular were negatively affected by increased work-family conflict. Support was also found for gender differences, which are commonly reported in the work-family literature (e.g. Eby et al., 2005). Women experienced significantly higher work-family conflict on four out of the six dimensions (i.e. WFC-strain, FWC-time, FWC-strain and FWC-behavior). In summary, the scale showed satisfactory metric characteristics. The full version of the scale (or single 56 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer dimensions of the scale) has been used in several studies to date (e.g. Bruck, Allen & Spector, 2002; Lapierre et al., 2008; Premeaux, Adkins & Mossholder, 2007). Most recently even an abbreviated six-item version of the scale has been developed and validated (Matthews, Kath & Barnes-Farrell, 2010). The measurement of work-family enrichment Work-family enrichment is seen as a conceptual counterpart of work-family conflict. Similarly, enrichment may take two directions (i.e. work-to-family enrichment, WFE; family-to-work enrichment, FWE). The positive experiences in the work domain may improve the quality of life in the family domain or vice versa. Several measures of enrichment-like constructs recognized this two-fold distinction (e.g. Aryee, Srinivas & Tan, 2005, work-family facilitation; Grzywacz & Marks, 2000, positive spillover). However, most measures were developed only for the purposes of the particular study (e.g. Grzywacz & Marks, 2000). In addition, they did not fully address the improvement of the quality of life and performance in one domain because of the other. Carlson et al. (2006) indicated that enrichment may derive from several positive experiences in the work and family domains. Therefore, work-family enrichment measures should also reflect these gained resources. Work experiences may improve the quality of life in the family domain because of security, confidence or self-fulfillment (i.e. work-to-family capital), a positive emotional state or attitude (i.e. work-to-family affect) and the acquisition of skills and knowledge (i.e. work-to-family development). In the family domain, however, the positive experiences and gained resources may be different. The family domain may put someone in a better mood or provide new skills (i.e. family-to-work affect and development) but in addition it may provide a sense of focus, improving concentration at work (i.e. family-to-work efficiency). The most recent understanding of enrichment has been captured only in one measure. Carlson et al. (2006) developed and validated the work-family enrichment scale by means of five different samples from various occupations. The eighteen-item scale included six dimensions (WFE-development, WFE-affect, WFE-capital, FWE-development, FWE-affect, FWE-efficiency) with three forms (development, affect, capital or efficiency) within each direction (WFE, FWE). All the items from the work-to-family direction demonstrate a better quality of life in the family domain because the work domain provides new knowledge or positive affect or improves the sense of security. In contrast, the family-to-work items reflect a better quality of life in the work domain because of resources gained in the family domain (new knowledge and perspectives, a positive mood, a better sense of urgency or focus). Carlson et al. (2006) found comparable correlations between work-family enrichment and antecedents and outcomes previously reported in work-family studies. However, only resources were addressed because antecedents of enrichment derive from a Toward the assessment of the work-family interface 57 resource rich-environment. Work and family resources, such as quality relationships with family or supervisor and work autonomy were found to foster enrichment. Some support was found for work antecedents to be more strongly related to enrichment deriving from the corresponding domain (WFE). Enrichment also enhanced the job and family satisfaction as well as the individual's well-being. In short, the work-family enrichment scale was demonstrated to be a valid and reliable measure of enrichment. However, it has not been widely applied to date (see Carlson, Grzywacz & Zivnuska, 2009). Validation of the Slovenian versions of the work-family conflict/enrichment scales In Slovenia no attempt has been made so far to capture fully employees' work-family conflict and enrichment. Studies have mostly addressed the implementation of family-friendly policies (e.g. the certificate "family-friendly" company) and benefits (e.g. flexible work schedule) (Kanjuo Mrcela & Cernigoj Sadar, 2007a). Furthermore, only single-item measures regarding employees' difficulties in combining work and family responsibilities (e.g. limited promotion opportunities) were considered (Kanjuo Mrcela & Cernigoj Sadar, 2006). Since changes in the work and family domains have been also affecting the Slovenian working population (e.g. Kanjuo Marcela & Cernigoj Sadar, 2007b), further research examining the work-family interface may be particularly relevant. However, a finer-grained measurement of the negative as well as the positive experiences is needed. In our study we strived to fill this void by examining the metric characteristics ofthe work-family conflict (Carlson et al., 2000) and work-family enrichment scales (Carlson et al., 2006). We translated the scales from English to Slovenian and tested them for dimensionality, item adequacy, reliability and several construct validity aspects (i.e. discriminant validity and differential relationships with other constructs). We presumed that both scales would show an equivalent number of dimensions (i.e. six dimensions) and items (i.e. eighteen items) to the English original. In addition, we tested whether the scale dimensions of each scale really represent distinct dimensions (discriminant validity) and show comparable correlation patterns to some known antecedents and outcomes. We used similar antecedents and outcomes to Carlson et al. (2000) and Carlson et al. (2006). However, we added some additional ones commonly found in the literature (e.g. Boyar, Carr, Mosley & Carson, 2007, workload/family load; Grzywacz & Butler, 2005, job variety; Grzywacz & Marks, 2000, marital status). For work-family conflict we predicted positive correlations with work and family demands and negative with resources deriving from both domains. Since previous literature demonstrated stronger relationships between domain-specific work-family conflict and antecedents from the corresponding domain (Byron, 2005), we expected work antecedents to correlate higher with WFC than FWC dimensions. 58 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer For family antecedents higher correlations with FWC were presumed. In addition, negative correlations were also expected between three outcomes (i.e. job, family and life satisfaction) and all the work-family conflict dimensions. Since gender is a particularly salient variable in almost every work-family study, gender differences were also examined. In line with previous findings (Carlson et al., 2000; Eby et al., 2005), we expected women to be experiencing more work-family conflict in general. A similar approach was used for testing the construct validity of the work-family enrichment scale. We predicted positive relationships between all the antecedents (i.e. resources only) and outcomes and work-family enrichment. Again, it was expected that domain-specific relationships would be stronger (e.g. work resources and work-to-family enrichment). Since women also tend to report more positive experiences of the work-family interface (e.g. Grzywacz & Marks, 2000; Van Steenbergen et al., 2007), we expected the same also for our study. In addition, we tested whether work-family conflict and enrichment in fact represent distinct aspects of the work-family interface. Therefore, we expected correlations to be minimal. Method Scale translation The first step in the validation of the work-family conflict (Carlson et al., 2000) and work-family enrichment scales (Carlson et al., 2006) was the translation from English to the Slovenian language. Both questionnaires were translated by a professional translator. Afterwards it was checked whether items from the Slovenian versions represented the dimensions of work-family conflict and enrichment semantically. In the second step the Slovenian versions of the questionnaires were given to another English-speaking expert who performed the back-translation. The original English and the back-translated version were compared and discrepancies were corrected in the Slovenian versions. Finally, the items from the Slovenian versions were examined for redundant or incomprehensible words. In addition, it was once again checked whether items reflected the two directions and multiple dimensions of work-family conflict and enrichment appropriately. Although content changes were not performed, the item format was slightly different for the work-family enrichment scale. The original English scale items were formulated as follows: "My involvement in my work/family________" (Carlson et al., 2006). The participants had to fill in the blank space with the remainder of the item (e.g. helps me to gain knowledge and this help me be a better family member/worker). In the Slovenian version such a formulation was not used, since the Slovenian items were comprehensive enough without. All items were written as a full sentence. Similarly, for both the original and the Slovenian work-family conflict scale full sentences were used to represent each item. Toward the assessment of the work-family interface 59 In the translation process special attention was also given to the "doublebarreled" nature of the items. Although including more than one idea in an item can be potentially questionable (DeVellis, 2003), the authors of the questionnaire showed otherwise via a comparison of different response formats (Carlson et al., 2006). Furthermore, the authors claim that double-content items are the best way to address the work-family interface. Therefore, we also carefully checked whether items in the Slovenian versions reflected both "causes" (e.g. being emotionally drained, having a packed work schedule, being in a good mood, gaining knowledge) and depleted (work-family conflict) or enhanced (work-family enrichment) functioning as a "consequence". To report about work-family conflict, for instance, it was necessary that the participant agreed with devoting time to the job and not being able to participate equally in family activities. Scale validation Procedure and sample Participants in the validation study were 214 employees from two enterprises and two institutions from the public sector, specifically from the healthcare (nx = 34), education (n2 = 30) and the power supply fields (n3 = 130; n4 = 20). The sample was selected to represent a wide range of different occupations (e.g. administrative workers, teachers, engineers). The approach and the distribution of the questionnaire were somewhat different for each enterprise and institution. The enterprises were contacted through the manager. The questionnaires were then distributed via the HR department enclosed with a letter from the management. The HR department also collected the questionnaires which were returned in a sealed envelope. The two public institutions were approached through two employees who both distributed and collected the questionnaires. All questionnaires included a description of the aim of the study and a confidentiality statement. They were distributed and returned in envelopes. The participants (59.8% male) worked on average for 40.5 hours per week (SD = 4.4). The vast majority of the participants held a permanent job contract (93.4%) and indicated having no supervisory job position (84.5%), no shift work (89.9%) and no part-time work (96.7%). About half of the participants (56.6%) reported an organizational tenure of over 20 years, 19.8% reported a tenure of ten to twenty years, 9.4% a tenure of five to ten years and 8.5% reported tenure of one to five years, the rest reporting an organizational tenure of less than one year. 57.3% ofthe participants completed high school or lower vocational education, others had received a higher educational degree (16.4%) or a university degree and higher (26.3%). A large number of the participants (71.9%) was aged over 40, 18.8% were aged from 30 to 40 and others were younger than 30. Participants also indicated their family status and caregiving responsibilities: 60 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer 81.2% of the participants were either married or in a relationship, 51.9% of the participants were parents and had children still living at home, 5.2% indicated having only elder care responsibilities (and no children or children not living at home) and 16.0% had dependent children and elder care responsibilities simultaneously. Analysis In order to determine the dimensionality of the Slovenian versions of the work-family conflict and enrichment scales first a confirmatory factor analysis using Amos 17.0 (Arbuckle, 2008) was conducted for each scale separately. The same approach was applied for verifying the adequacy of the items. Reliability of the two scales was examined through internal consistency for each dimension of the two scales. Several construct validity aspects of the two scales were examined as well. First, the discriminant validity of each scale was examined by means of the correlations between factors in the confirmatory factor analysis. Second, work-family conflict and enrichment were correlated with several work and family antecedents and outcomes in order to demonstrate differential relationships. Third, a MANOVA and univariate ANOVAs have been conducted to examine gender differences. Finally, following the approach used by Carlson et al. (2006), correlations between dimensions of work-family conflict and enrichment served as indicators for two conceptually different constructs. Instruments Work antecedents. Quantitative workload was represented by weekly work hours which were measured by the question "How many hours per week do you work on average?" Qualitative workload was measured by a translated five-item scale addressing the individual's subjective perspective of her or his work responsibilities or demands (Boyar et al., 2007). An example is "My job requires all of my attention." The Cronbach a in this study was .86. The authors report an alpha of .83 (Boyar et al., 2007). Autonomy was measured by a self-constructed three-item scale. Items addressed the overall decision freedom in a job and the freedom to decide how and which work tasks to execute. Items were similar to the decision authority scale of the Job Content Questionnaire (Karasek et al., 1998). A sample item from this scale is "My job allows me to make many decisions on my own." The Cronbach a for participants in this study was .84. For the purposes of the study a two-item measure ofthe level to which someone's job is diverse and requires acquisition of new knowledge was also constructed. The variety scale was also adapted from the Job Content Questionnaire (Karasek et al., 1998). Originally it included one more item addressing the presence of repetitious work. Owing, however, to inappropriate internal consistency, only two items were Toward the assessment of the work-family interface 61 included in further analysis. An example is "My job requires learning new things." Cronbach a for this study was .72. Support from co-workers and supervisors was measured by two self-constructed four-item scales. Participants indicated the degree to which co-workers and supervisors were helpful, willing to take over work responsibilities (i.e. instrumental support), willing to listen to problems and understanding (i.e. socio-emotional support) (Karasek et al., 1998; van Daalen, Willemsen & Sanders, 2006). Examples are "My co-workers are helpful" and "My supervisor is willing to listen to my problems." Cronbach alphas for the co-worker and supervisor scales were .83 and .86, respectively. Family antecedents. In order to measure a potential resource-rich or demanding family environment participants were asked to indicate whether they were married or in a committed relationship (0 = single, divorced, widowed; 1 = married, in a committed relationship) and whether they had children and/or elder care responsibilities (0 = no responsibilities; 1 = child and/or elder care responsibilities). Subjective perceptions of an individual's family demands or responsibilities were measured by a four-item family load scale (Boyar et al., 2007). The scale was translated into Slovenian as well. An example is "I have a lot of responsibility in my family." Cronbach a for this study was .85. The authors report an a of .74 (Boyar et al., 2007). Support from family members was measured by the same four support items as co-worker and supervisor support but adjusted for the family domain. A sample item is "Family members are sometimes willing to take over some of my family responsibilities." Cronbach a for this study was .90. Outcomes. Job satisfaction was addressed via a composite approach using multiple aspects of the job. It was measured by a 15-item scale (Pogačnik, 2003). The participants had to indicate the extent to which they were satisfied with aspects such as working conditions, promotion opportunities, pay, supervision and job security. Cronbach a in this study was .90. The author reports alphas of .78 and .81 (Pogačnik, 2003). Satisfaction with family functioning was measured by the 10-item Slovenian version of the FACES IV family satisfaction scale (Olson & Gorall, 2003). Participants had to indicate their level of satisfaction with several aspects of family relationships. Some aspects of family satisfaction were the degree of closeness, the family's flexibility or the quality of communication. Cronbach a in this study was .94. The authors report an a of .93 (Olson & Gorall, 2003). Life satisfaction, which refers to the individual's evaluations of the quality of life in general, was measured by the Slovenian version of the Satisfaction with Life Scale (SWLS; Diener, Emmons, Larsen & Griffin, 1985). The five-item scale includes items such as "In most ways my life is close to my ideal." The Cronbach a for participants in this study was 0.88. Others report internal consistency reliabilities between .79 and .89 (Pavot & Diener, 1993 for review). 62 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer All scales, except the Satisfaction with Life Scale (Diener et al., 1985), were measured on a five-point Likert response format (1 = strongly disagree, very dissatisfied and 5 = strongly agree, extremely satisfied). The Satisfaction with Life Scale included a seven-point Likert response format (1 = strongly disagree and 7 = strongly agree). Results and discussion Work-family conflict Dimensionality and item adequacy. As suggested by Carlson et al. (2000) the structure of the work-family conflict scale was examined with a six-factor model with the dimensions time-, strain- and behavior-based conflict each in both directions (i.e. WFC and FWC) as an optimal solution against which three other models were tested.1 The one-factor model represented a general work-family conflict with all items loading only on one factor. The two-factor model distinguished between the two directions of work-family conflict, with WFC items loading on one factor and FWC items loading on the other. The final comparison model included only the three dimensions of work-family conflict with no reference to the directions. In each model factor correlations were also included. The overall model fit for all four models was examined through several fit indices which are presented in Table 1. For the six-factor model the x2/df ratio showed an acceptable 2:1 ratio, the CFI was close to one and RMSEA was lower than the acceptable value of .08 (Brown, 2006; McDonald & Ho, 2002). The upper bound of the 90% confidence interval of the RMSEA was also below .08, additionally supporting the six-factor model (Brown, 2006). Furthermore, the fit indices showed the six-factor model was the best model in comparison with other presumed models. Similar results were also reported for the original English scale (e.g. RMSEA = .06; Carlson et al., 2000) and for the German adaptation (e.g. RMSEA = .08; Wolff & Rieger, 2009). Therefore, we can conclude that the six-factor model exhibits an adequate fit and is the best-fitting model. In addition, the fit of the six-factor model in the Slovenian version is comparable to the fit of the six-factor models in other scale versions. The adequacy of the model (and the items) was also supported by the standardized factor loadings for the items (Figure 1). All the factor loadings were significant and some way above the suggested value of .50 (DeVellis, 2003) with the lowest value being .71. Furthermore, we examined whether each item has the strongest association with the factor on which it supposed to load. The modification indices showed no noteworthy drop in %2 if cross-loadings between factors were freely 1 The Slovenian version of the work-family conflict scale as well the means, standard deviations and inter-item correlations from this study are available from the authors. Toward the assessment of the work-family interface 63 estimated (values were not substantially greater than 4.00; Brown, 2006). Thus, no salient cross-loadings between factors occurred. Table 1. Fit indices for possible models of work-family conflict with ML estimation Modela Comparative Root mean square fit index error of approximation x2 df P (CFI) (RMSEA) One-factor model 1532. 62 135 .00 .48 .23 Two-factor model 1452. .50 134 .00 .51 .22 Three-factor model 733. 33 132 .00 .78 .15 Six-factor model 220. 90 120 .00 .96 .07 Note. a N = 200; listwise deletion. Reliability. The reliability of the work-family conflict scale was examined by calculating the internal consistency by means of the Cronbach alpha coefficient. Alphas for each of the six dimensions were as follows: WFC-time = .90, WFC-strain = .85, WFC-behavior = .87, FWC-time = .83, FWC-strain = .89, FWC-behavior = .91. Thus, internal consistencies for all six dimensions were acceptably high and above the suggested minimally acceptable range between .65 and .70 (DeVellis, 2003). Construct validity. First, we addressed the discriminant validity of the work-family conflict scale. Correlations between work-family conflict factors in the confirmatory factor analysis were used as an indicator of sufficient uniqueness of a factor. The correlations are shown in Figure 1. One correlation was above the value .85, which demonstrates poor discriminant validity between the two factors (Brown, 2006; Kline, 2005). Despite the fact a similar correlation was also found in the English original (r = .83) and in the German adaptation (r = .83), the very high correlation between WFC-behavior and FWC-behavior seems especially problematic (r = .94). Therefore, we ran the confirmatory factor analysis with the high correlated factors as combined factors again. The collapsed factor may indicate that the items of the two dimensions merely reflect the inability to adjust different behaviors from work and family without any reference to the domain of origin (Carlson et al., 2000). After examining the item content once more, however, we could not find support for the collapsed factor. The results of the confirmatory factor analysis also showed that for the collapsed factor model the fit was significantly worse (x2diff (5) = 14.52, p < .05). Therefore, the six-factor solution may be theoretically well as empirically superior to other solutions after all. The second aspect of construct validity that we addressed were the theory-based differential relationships between the focal construct and other known constructs (DeVellis, 2003). In our study the correlations between work-family conflict, work and family antecedents and outcomes were used (Table 3). Because a high number of 64 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer Figure 1. Standardized factor loadings and factor correlations for the six-factor model. correlations (60) was examined, we decided that a control of the Type I error would be pertinent. However, the Bonferroni correction in our case would be too restrictive (i.e. would increase the Type II error). Therefore, we applied a criterion ofp < .001, which was also previously used in a similar research context (Matthews et al., 2010). Although most correlations were not statistically significant, some support was found for a domain-specific correlation pattern. Work antecedents (workload, co-worker support) correlated only with the WFC dimensions. Furthermore, work demands were related to more WFC and work resources to less. For the family domain, however, the correlations were not completely as predicted. Significant correlations were found only for load from family work and family support. Family load correlated significantly only with WFC. WFC, however, is in general more often reported than FWC (Eby et Toward the assessment of the work-family interface 65 al., 2005). It is possible that extensive family responsibilities are more likely to lead to the perception that "work keeps one more from family activities than one would like" (WFC item). Therefore, such a correlation may not necessarily undermine the construct validity. Additional support was found from the correlation between family support and FWC. However, a rather weak evidence for construct validity provided the correlations between work-family conflict and outcomes. Work-family conflict was related only to less family satisfaction. Other correlations were also negative in sign but not significant. Interestingly, Carlson et al. (2000) also reported comparably low correlations with job, family and life satisfaction. In addition, a topic related meta-analysis observed the following weighted mean correlations across studies: -.24 with job satisfaction, -.17 with family satisfaction and -.28 with life satisfaction (Allen et al., 2000). Therefore, our results may not contradict the findings from other studies but simply reflect the more conservative significance level. Table 2. Correlations between the dimensions of work-family conflict and work/family antecedents/outcomes WFC- WFC- WFC- FWC- FWC- FWC- time strain behavior time strain behavior Work antecedents Work hours - weekly .19 .15 .07 .01 .01 .01 Workload .32* .29* .17 .02 .01 .16 Co-worker support -.20 -.26* -.14 -.10 -.05 -.09 Supervisor support .01 -.11 -.04 .07 .07 -.06 Family antecedents Child and/or elder .20 .15 .07 .15 .05 .09 responsibility Family load .24* .14 .16 .16 .09 .05 Family support -.02 -.12 -.07 -.19 -.34* -.12 Outcomes Job satisfaction -.12 -.17 -.08 -.03 -.10 -.07 Family satisfaction -.10 -.20 -.15 -.15 -.33* -.15 Life satisfaction -.09 -.15 -.18 .03 -.16 -.17 *p < .001, one-sided. Gender differences also provided support for the construct validity. The results from the MANOVA showed statistically significant differences between men and women in the work-family dimensions (F(6, 193) = 2.17, p < .05; Wilks' Lambda = .94; n2 = 06). Although women reported more work-family conflict on all dimensions (WFC-time: M = 7.88, SD = 3.29; M = 8.38, SD = 3.37; v men ' ' women ' 66 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer WFC-behavior: M = 7.96, SD = 3.29; M = 8.91, SD = 3.62; FWC-time: M men ' ' women ' ' men = 5.76, SD = 2.72; M = 5.62, SD = 2.90; FWC-strain: M = 5.13, SD = 2.55; women men M = 5.61, SD = 2.89; FWC-behavior: M = 7.64, SD = 3.02; M = 8.60, SD women men women = 3.64), they significantly differed from men only on WFC-strain (Mmen = 7.46, SD = 2.96; Mwomen = 8.73, SD = 3.33; ^(1, 198) = 8.07, p < .008).2 Severalauthors have come to similar conclusions. Gender differences exist but they may not be as great as presumed (Eby et al., 2005). Work-family enrichment Dimensionality and item adequacy. We examined the dimensionality of the work-family enrichment scale following the procedure of Carlson et al. (2006). Again, the six-factor model was compared with three other models. The one-factor model represented a general enrichment factor. The two-factor model included the two directions of work-family enrichment with all WFE items loading on one factor and all FWE items loading on the other. The four-factor model discriminated only between the four different dimensions (i.e. development, affect, WFE-capital, FWE-efficiency). In all four models factor correlations were also considered.3 The three fit indices for the four models are presented in Table 5. The six-factor model was the best-fitting model with an overall acceptable x2/df ratio and CFI. The value of the RMSEA, however, was not satisfactory. The upper bound of the 90% confidence interval of the RMSEA was about .10, indicating that the model should be rejected (Brown, 2006). In addition, the examination of the modification indices showed also that some changes would noticeably improve the overall model fit. Especially salient (modification index = 80.61) was the suggested correlation between error terms of two WFE-capital items. The examination of the item content revealed a high degree of content overlap of the two items (i.e. WFE-capital 2 and WFE-capital 3).4 Therefore, we decided that calculating another confirmatory factor analysis with consideration of the correlated error terms would be sensible. The fit of the six-factor model improved substantially and was acceptable overall (Table 5). The x2 and the RMSEA dropped to 234.67 and .07 (the upper bound of the 90% confidence interval < .08), respectively. The RMSEA of the English version of the scale was also approximately the same (.06). The CFI was also improved. In summary, the six-factor model was acceptable when the correlated error terms between two 2 A Bonferroni correction has been applied to control for the increase in Type I error. A more restricted significance level ofp < .008 was used. 3 The Slovenian version of the work-family enrichment scale as well the means, standard deviations and inter-item correlations from this study are available from the authors. 4 The two items were "My involvement in my work provides me with a sense of accomplishment and this helps me to be a better family member" and "My involvement in my work provides me with a sense of success and this helps me to be a better family member." Toward the assessment of the work-family interface 67 items were considered. The correlated error terms, however, indicate that content changes of the two items should be taken into consideration. Item adequacy was addressed with the standardized factor loadings for the items (Figure 2). All the factor loadings were very high with the lowest value being .74. Since the cut-off value .50 was used to determine the importance of an item, we concluded that all items were adequate. Factor loadings for each item were also significant. Moreover, no noteworthy cross-loadings between factors were observed. Table 3. Fit indices for possible models of work-family enrichment using ML estimation Modela X2 df p Comparative Root mean square fit index error of approxima- (CFI) tion (RMSEA) One-factor model 2246.44 135 .00 .54 .28 Two-factor model 1068.34 134 .00 .80 .19 Four-factor model 1502.70 129 .00 .70 .23 Six-factor model (initial) 336.02 120 .00 .95 .09 Six-factor model 234.67 119 .00 .98 .07 (correlated error terms) Note. a N = 205; listwise deletion. Reliability. The reliability of the work-family enrichment scale (Carlson et al., 2006) was examined by calculating the internal consistency as well. Alphas for the six dimensions were as follows: WFE-development = .89, WFE-affect = .95, WFE-capital = .95, FWE-development = .94, FWE-affect = .96, FWE-efficiency = .93. All internal consistencies were very high and far above the suggested minimally acceptable range between .65 and .70 (DeVellis, 2003). Construct validity. Following the approach used for the work-family conflict scale, correlations between factors from the confirmatory factor analysis were used to determine the discriminant validity. The correlations, which are shown in Figure 2, ranged between .43 and .94. Two correlations were above the suggested cut-off value of .85, suggesting poor discriminant validity (Brown, 2006; Kline, 2005). One was the correlation between WFE-capital and WFE-affect (r = .94), the other the correlation between FWE-efficiency and FWE-affect (r = .88). Apparently some work-family enrichment dimensions did not exhibit the desired discriminant validity. Therefore, we again conducted a confirmatory factor analysis. The two pairs of highly correlated factors were combined to two factors. However, the collapsed factors were not theoretically meaningful. The results of the confirmatory factor analysis also provided empirical support for the superiority of the six factor solution (X2diff (8) = 75.26, p < .01). 68 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer Figure 2. Standardized factor loadings and factor correlations for the six-factor model (with correlated error terms). Support for construct validity was also found from the correlations between work-family enrichment dimensions and antecedents. All work antecedents (except job variety) correlated statistically significant with WFE. Although significant positive correlations appeared also for FWE, correlations between work antecedents and WFE were generally higher (Table 4). The highest correlations were observed for autonomy and supervisor support which were in the same range as for the English original (Carlson et al., 2006). Family antecedents, specifically family support, correlated significantly only with FWE dimensions. Correlations between family support and WFE dimensions were very low. Interestingly, marital status did not operate as a resource in our sample. None of the correlations was significant. Furthermore, correlations between outcomes and work-family enrichment dimensions also Toward the assessment of the work-family interface 69 underpin the construct validity. The correlations were mostly significant and positive in sign. The highest correlations were observed between job satisfaction and all work-family enrichment dimensions. Similar results were also reported by the authors of the English original (Carlson et al., 2006). Table 4. Correlations between the dimensions of work-family enrichment and work/family antecedents/outcomes WFE- WFE- WFE- FWE- FWE- FWE- develop. affect capital develop. affect efficiency Work antecedents Variety .07 .11 .18 .18 .17 .11 Autonomy .30* .28* .28* .18 .19 .15 Co-worker support .25* .31* .26* .22 .16 .11 Supervisor support .41* .41* .39* .27* .23* .16 Family antecedents Marital status -.12 -.11 -.10 -.12 -.09 -.06 Family support .09 .06 .05 .26* .33* .24* Outcomes Job satisfaction .42* .56* .62* .44* .37* .33* Family satisfaction .13 .06 .03 .28* .36* .27* Life satisfaction .23* .20 .20 .24* .21 .12 Note: develop. = development *p < .001, one-sided. In contrast, gender differences did not support the construct validity. The results from the MANOVA did not indicate significant differences between men and women in the work-family enrichment dimensions (F(6, 198) = 1.77, ns.; Wilks' Lambda = .95; n2 = 05). The mean values for men and women indicate rather small differences in each of the work-family enrichment dimensions (WFE-development: M = 9.31, SD = 2.86; M = 9.33, SD = 3.14; WFE-affect: M = 8.93, SD = men ' ' women ' ' men ' 3.17; M = 8.78, SD = 3.36; WFE-capital: M = 8.98, SD = 3.32; M = 9.06, women men women SD = 3.35; FWE-development: M = 9.81, SD = 2.93; M = 10.65, SD = 2.86; men women FWE-affect: M = 10.69, SD = 2.82; M = 11.43, SD = 2.63; FWE-efficiency: men women M = 10.54, SD = 2.85; M = 10.83, SD = 2.74). Therefore, future studies should men women continue to address gender differences in work-family enrichment and test the robustness of the results from this study. Finally, we examined correlations between work-family conflict and work-family enrichment in order to determine whether the constructs in fact differ from each other. Results, which are presented in Table 5, provided support for 70 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer our expectations. None of the correlations was significant. The highest observed correlation was .18. Thus, the distinctiveness of work-family conflict and enrichment was confirmed. Table 5. Correlations between the dimensions of work-family conflict and work-family enrichment WFE- WFE- WFE- FWE- FWE- FWE- develop. affect capital develop. affect efficiency WFC-time .04 -.06 -.01 .16 .18 .09 WFC-strain -.10 -.12 .00 .08 .12 .08 WFC-behavior -.06 -.00 .01 -.02 .02 .03 FWC-time .07 .05 .10 .00 -.01 -.05 FWC-strain -.02 .09 .14 .02 -.06 -.09 FWC-behavior -.14 -.04 -.05 -.05 -.02 -.01 *p < .001, one-sided. General discussion The aim of our study was to validate the Slovenian versions of two existing scales assessing the negative and positive aspects of the work-family interface. The work-family conflict (Carlson et al., 2000) and work-family enrichment scale (Carlson et al., 2006) were translated and examined in terms of dimensionality, item adequacy, reliability and several construct validity aspects. First, the Slovenian versions of both scales were confirmed to be six-dimensional with eighteen items addressing the two directions (work-to-family and family-to-work) and several forms (time, strain and behavior for work-family conflict; development, affect, capital, efficiency for work-family enrichment). Second, all dimensions of the work-family conflict and enrichment scales showed appropriate reliability. Third, support for the construct validity of the two scales was found from different sources. Work-family conflict and enrichment were related to several known work and family antecedents and outcomes. The scales also represented two distinct concepts. Therefore, they can provide valuable information on different experiences of the work-family interface in the future. However, the scales may not be without limitation. Although the six-dimensional solutions were superior to other solutions, some correlations between factors were still rather high. However, we argue that small rather than moderate and high correlations may be more problematic. All dimensions of work-family conflict and enrichment provide insights on different but interrelated aspects of the work-family interface. Some aspects of work-family conflict, for instance, may also have several common sources (e.g. higher work hours result in higher WFC-time but also higher WFC-strain) (Greenhaus & Beutell, 1985). Therefore, moderate and high Toward the assessment of the work-family interface 71 correlations between the dimensions are not surprising. In addition, authors of the original versions as well as the German adaptation found comparable correlations (Carlson et al., 2000; Carlson et al., 2006; Wolff & Rieger, 2009). Not only the high correlations between factors but also high correlations between error terms in confirmatory factor analysis seem to be problematic in our version. Usually, correlated errors suggest a wording similarity between the items (Brown, 2006). In our case the correlation between error terms of two WFE-capital items may in fact appeared because of the similar content of the items. In a changed format (i.e. a more appropriate translation of one of the two items), however, the work-family enrichment scale may be more appropriate for future use. Despite these limitations, the work-family conflict and work-family enrichment scales show several strengths. First, the scales reflect recent developments in the work-family interface research. They include a perception of both a more difficult and an easier functioning in one domain because of the other one rather than only including problems occurring in one domain (e.g. deteriorated relationships with supervisors, co-workers or family members). Second, they take multiple aspects of the work-family interface experiences into consideration. Several authors agree that the work-family interface may be experienced from two directions and in different forms rather than being a general construct (Carlson et al., 2000; Carlson et al., 2006; Netemeyer et al., 1996). Third, the scales show relationships with several work and family variables which makes them valuable instruments for research in different fields (e.g. work and organizational psychology, family research). Finally, the scales are the first multi-dimensional scales of the work-family interface to be validated in the Slovenian context. In addition, the future use of the work-family conflict and enrichment scales can be recommended in a variety of ways. A necessary step for future examination of the metric characteristics is the use of the scales on larger samples from different occupations. The scales can be used for the entire length, only from one direction or only in the form of single dimensions (Premeaux et al., 2007). A much needed step is also a further examination of gender differences in work-family conflict and enrichment. Men and women may not differ in their experience of the work-family interface in a great extent but may be differently affected by it (e.g. higher job satisfaction as result of work-family enrichment for men only). Furthermore, the scales can be used when different predictors of job or family satisfaction are examined (Allen et al., 2000) or as mediators between demands, resources and different outcomes (Eby et al., 2005). Using the work-family conflict and enrichment scales together with personality variables would also seem to be a promising approach (Wayne, Musisca & Fleeson, 2004). An examination of how employees with different family responsibilities (e.g. having children and/or elder care responsibilities) experience the work-family interface and whether they differ in the dimensions of work-family conflict and enrichment would be interesting as well (e.g. Fredriksen-Goldsen & Scharlach, 2001). 72 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer Considering the upper recommendations for future research we can conclude that the work-family interface is a promising research field with a variety of research questions yet to be answered. The first step toward a broader work-family interface examination, however, is the work-family conflict and enrichment scales validated in the Slovenian context. References Allen, T. D., Herst, D. E. L., Bruck, C. S., & Sutton, M. (2000). Consequences associated with work-to-family conflict: A review and agenda for future research. Journal of Occupational Health Psychology, 5, 278-308. Arbuckle, J. L. (2008). Amos (Version 17.0) [Computer software]. Chicago: SPSS. Aryee, S., Srinivas, E. S., & Tan, H. H. (2005). Rhythms of life: Antecedents and outcomes of work-family balance in employed parents. Journal of Applied Psychology, 90, 132-146. doi:10.1037/0021-9010.90.1.132 Boyar, S. L., Carr, J. C., Mosley, D. C., & Carson, C. M. (2007). The development and validation of scores on perceived work and family demand scales. Educational and Psychological Measurement, 67, 100-115. doi: 10.1177/0013164406288173 Brown, T. A. (2006). Confirmatory factor analysis for applied research. New York: The Guilford Press. Bruck, C. S., Allen, T. D., & Spector, P. E. (2002). The relation between work-family conflict and job satisfaction: A finer-grained analysis. Journal of Vocational Behavior, 60, 336-353. Byron, K. (2005). A meta-analytic review of the work-family conflict and its antecedents. Journal of Vocational Behavior, 67, 169-198. Carlson, D. S., Grzywacz, J. G., & Zivnuska, S. (2009). Is work-family balance more than conflict and enrichment?. Human Relations, 62, 1459-1486. doi:10.1177/001316440 6288173 Carlson, D. S., Kacmar, K. M., Wayne, J. H., & Grzywacz, J. G. (2006). Measuring the positive side of work-family interface: Development and validation of work-family enrichment scale. Journal of Vocational Behavior, 68, 131-164. doi:10.1016/ j.jvb.2005.02.002 Carlson, D. S., Kacmar, K. M., & Williams, L. J. (2000). Construction and initial validation of a multidimensional measure of work-family conflict. Journal of Vocational Behavior, 56, 249-276. DeVellis, R. F. (2003). Scale development: Theory and applications (2nd ed.). Thousand Oaks, CA: Sage. Diener, E., Emmons, R. A., Larsen, R. J., & Griffin, S. (1985). The satisfaction with life scale. Journal of Personality Assessment, 49, 71-75. Eby, L. T., Casper, W. J., Lockwood, A., Bordeaux, C., & Brinley, A. (2005). Work and family research in IO/OB: Content analysis and review of the literature (19802002). Journal of Vocational Behavior, 66, 124-197. Fredriksen-Goldsen, K. I., & Scharlach, A. E. (2001). Families and work: new directions in the twenty-first century. New York: Oxford University Press. Toward the assessment of the work-family interface 73 Frone, M. R. (2003). Work-life balance. In J. C. Quick & L. E. Tetrick (Eds.), Handbook of occupational health psychology (pp. 143-162). Washington: American Psychological Association. Greenhaus, J. H., & Beutell, N. J. (1985). Sources of conflict between work and family roles. Academy of Management Review, 10, 76-88. Greenhaus, J. H., & Powell, G. N. (2006). When work and family are allies: A theory of work-family enrichment. Academy of Management Review, 31, 72-92. Grzywacz, J. G., & Butler, A. B. (2005). The impact of job characteristics on work-to-family facilitation: Testing a theory and distinguishing a construct. Journal of Occupational Health Psychology, 10, 97-109. Grzywacz, J. G., & Marks, N. F. (2000). Reconceptualizing the work- family interface: An ecological perspective on the correlates of positive and negative spillover between work and family. Journal of Occupational Health Psychology, 5, 111-126. Kanjuo Mrčela, A., & Černigoj Sadar, N. (2006). Starši med delom in družino [Parents between work and family]. Teorija in praksa, 43, 716-736. Kanjuo Mrčela, A., & Černigoj Sadar, N. (2007a). Usklajevanje družinskega in poklicnega življenja in certifikat družinam prijazno podjetje [The reconciliation between family and work and the certificate "family-friendly company"]. Delavci in delodajalci, 1, 133-146. Kanjuo Mrčela, A., & Černigoj Sadar, N. (Eds). (2007b). Delo in družina - s partnerstvom do družini prijaznega podjetja [Work and family - with partnership toward a family-friendly workplace]. Ljubljana: Fakulteta za družbene vede. Karasek, R. A., Brisson, C., Kawakami, N., Houtman, I., Bongers, P., & Amick, B. (1998). The job content questionnaire (JCQ): An instrument for internationally comparative assessment of psychosocial job characteristics. Journal of Occupational Health Psychology, 3, 322-355. Kelloway, E. K., Gottlieb, B. H., & Barham, L. (1999). The source, nature and direction of work and family conflict: A longitudinal investigation. Journal of Occupational Health Psychology, 4, 337-346. Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modeling. New York: The Guilford Press. Kossek, E. E., & Ozeki, C. (1998).Work-family conflict, policies, and the job-life satisfaction relationship: A review and directions for organizational behavior-human resources research. Journal of Applied Psychology, 83, 139-149. Lapierre, L. M., Spector, P. E., Allen, T. D., Poelmans, S., Cooper, C. L., O'Driscoll, M. P., & Kinnunen, U. (2008). Family-supportive organization perceptions, multiple dimensions of work-family conflict and employee satisfaction: A test of model across five samples. Journal of Vocational Behavior, 73, 92-106. doi:10.1016/ j.jvb.2008.02.001 Matthews, R. A., Kath, L. M., & Barnes-Farrell, J. L. (2010). A short, valid, predictive measure of work-family conflict: Item selection and scale validation. Journal of Occupational Health Psychology, 15, 75-90. doi:_10.1037/a0017443 McDonald, R. P., & Ho, M. H. R. (2002). Principles and practice in reporting structural equation analyses. Psychological Methods, 7, 64-82. Mesmer-Magnus, J. R., & Viswesvaran, C. (2005). Convergence between measures of work-to-family and family-to-work conflict: A meta-analytic examination. Journal 74 S. Tement, C. Korunka and A. Pfifer of Vocational Behavior, 67, 215-232. doi:10.1016/j.jvb.2004.05.004 Netemeyer, R. G., Boles, J. S., & McMurrian, R. (1996). Development and validation of work-family conflict and family-work conflict scales. Journal of Applied Psychology, 81, 400-410. Olson, D. H., & Gorall, D. M. (2003). Circumplex model of marital and family systems. In V. N. Walsh (Ed.), Normal family processes (pp. 514-548). New York: The Guilford Press. Pavot, W., & Diener, E. (1993). Review of the satisfaction with life scale. Psychological Assessment, 5, 164-172. Pogačnik, V. (2003). Lestvice delovne motivacije [Job Motivation Scales]. Ljubljana: Center za psihodiagnostična sredstva. Premeaux, S. F., Adkins, C. L., & Mossholder, K. W. (2007). Balancing work and family: A field study of multi-dimensional, multi-role work-family conflict. Journal of Organizational Behavior, 28, 705-727. Stephens, G. K., & Sommer, S. M. (1996). The measurement of work-to-family conflict. Educational and Psychological Measurement, 56, 475-486. van Daalen, G., Willemsen, T. M., & Sanders, K. (2006). Reducing work-family conflict through different sources of social support. Journal of Vocational Behavior, 69, 462-476. Van Steenbergen, E. F., Ellemers, N., & Mooijaart, A. (2007). How work and family can facilitate each other: Distinct types of work-family facilitation and outcomes for women and men. Journal of Occupational Health Psychology, 12, 279-300. doi:10.1037/1076-8998.12.3.279 Wayne, J. H., Musisca, N., & Fleeson, W. (2004). Considering the role of personality in the work-family experience: Relationships of the big five to work-family conflict and facilitation. Journal of Vocational Behavior, 64, 108-130. Wiese, B. (2007). Work-Life-Balance. In K. Moser (Ed.), Wirtschaftspsychologie [Economic Psychology] (pp. 246-261). Heidelberg: Springer Medizin Verlag. Wolff, H. G., & Rieger, S. (2009, September). Eine deutschsprachige Adaptation der Skala zur Messung von Konflikten zwischen Arbeit und Familie von Carlson, Kacmar & Williams (2000) [A German adaptation of the work-family conflict scale by Carlson, Kacmar & Williams (2000)]. Poster presented at the 6th Meeting of the „Work- and Organizational Psychology" Division of the German Society of Psychology, Vienna, Austria. Prispelo 22. 04. 2010 Sprejeto 30. 08. 2010 Psihološka obzorja /Horizons of Psychology, 19, 3, 75-102 (2010) © Društvo psihologov Slovenije 2010, ISSN 1318-187 Znanstveni empiričnoraziskovalni prispevek Preliminarna raziskava merskih značilnosti Vprašalnika o odnosih s starši (VOS) Ana Kozina*, Mojca Rožman in Tina Rutar Leban Pedagoški inštitut, Ljubljana Povzetek: V prispevku predstavljamo razvoj Vprašalnika o odnosih s starši (VOS) in njegove merske značilnosti. Vprašalnik je nastal na podlagi opredelitve vzgojnih slogov D. Baumrind (1967) ter 3D modela vzgoje Milivojevica in sodelavcev (2004). Osnovna predpostavka zaradi katere smo vprašalnik razvili je, da se učni dosežki učencev in njihovi odnosi s starši pomembno povezujejo. Vprašalnik ugotavlja učenčevo zaznavo odnosa s starši in meri tri faktorje: (a) avtoritativni vzgojni slog in avtonomija, (b) avtoritarni vzgojni slog in (c) nagrajevanje. Na priložnostnem vzorcu učencev sedmih, osmih in devetih razredov osnovnih šol v Sloveniji (N = 333) se je vprašalnik izkazal kot zanesljiv (,72 > a < ,95) in občutljiv (r . . = ,67). Rezultati kažejo pomembne razlike med spoloma 7 ' povprečni ' ' J r r v zaznavanju avtoritativnega vzgojnega sloga in avtonomije ter nizke povezave med učnimi dosežki in učenčevo zaznavo odnosov s starši. Ključne besede: vzgojni slogi, učni uspeh, odnos med starši in otroci, razvoj vprašalnika, psihometrične značilnosti Metric characteristics of Children-parents relationship questionnaire (VOS): a preliminary study Ana Kozina, Mojca Rozman and Tina Rutar Leban Educational Research Institute, Ljubljana, Slovenia Abstract: The purpose of the article is to introduce the Children-parents relationship questionnaire (VOS) and to present its metric characteristics. The questionnaire is based on parental styles of D. Baumrind (1967) and 3D model of parental styles developed by Milivojevic and others (2004). The questionnaire was developed under assumption that relationship between children and their parents influences educational achievement of children. Results on convenience sample (N = 333) of seventh, eighth and ninth grade students in Slovenia show a three dimensional structure of the questionnaire: (a) authoritative parental style and autonomy, (b) authoritarian parental style and (c) rewarding. Questionnaires' reliability in terms of internal consistency (,72 > a < ,95) as well as sensitivity (raverage=,67) proved to be sufficient. Our results show significant gender differences in perceived authoritative parental style and autonomy as well as low association between school grades and the perceived relationship. Key words: parenting styles, academic achievement, parent child relations, test development, psychometric characteristics CC = 2956 * Naslov / Address: Ana Kozina, Pedagoški inštitut, Gerbičeva 62, 1000 Ljubljana, e-mail: ana.kozina@pei.si 76 A. Kozina, M. Rožman in T. Rutar Leban Starši začnejo uporabljati različne socializacijske postopke v interakciji z otrokom približno v drugem letu njegove starosti, ko je otrok sposoben slediti njihovim zahtevam in usmeritvam (Marjanovič Umek in Zupančič, 2004). Število in zapletenost socializacijskih zahtev do otroka se povečata v obdobju zgodnjega otroštva, starši se med seboj precej razlikujejo glede tega, kakšne zahteve imajo do otrok in na kakšen način jih otroku postavljajo (Marjanovič Umek in Zupančič, 2004). Med najbolj znanimi pojmovanji socializacijskih postopkov staršev so vzgojni slogi D. Baumrind (1967), ki predstavljajo teoretično ozadje Vprašalnika o odnosih s starši. Na podlagi opazovanj interakcije staršev s predšolskimi otroki je avtorica izpostavila dve temeljni dimenziji vzgojnega sloga staršev: zahtevnost - nezahtevnost ter odzivnost - neodzivnost. Na dimenziji zahtevnost - nezahtevnost imajo zahtevni starši razmeroma visoke zahteve do otroka in vztrajajo na postavljenih standardih vedenja, medtem ko nezahtevni starši le malo zahtevajo od otroka, če pa že, pri tem niso vztrajni in pretežno nočejo vplivati nanj. Na dimenziji odzivnost - neodzivnost odzivni starši sprejemajo svojega otroka in se nanj skoraj vedno odzivajo, neodzivni pa ga pretežno zavračajo in se malokrat odzivajo. S kombinacijo teh dveh dimenzij vedenja staršev do otroka dobimo štiri vzgojne sloge: avtoritarni oz. slog uveljavljanja moči (temelji na zahtevnosti in neodzivnosti na otrokove potrebe, interese, pravice), avtoritativni (kombinacija zahtevnosti in odzivnosti), permisivni oz. slog neučinkovitega nadzora (vključuje nezahtevnost in odzivnost) in nevpleteni slog (opredeljujeta ga nezahtevnost ter neodzivnost staršev) (Baumrind, 1967). V povezavi z vzgojnimi slogi v literaturi zasledimo tudi tridimenzionalni model vzgoje (3D model) (Milivojevic, Bilban, Kokelj, Kramberger in Steiner, 2004). V primerjavi z Baumrindovo (Baumrind, 1967) Milivojevic in sodelavci (2004) dimenzijo odzivnost obravnavajo kot dve ločeni dimenziji, in sicer kot dimenzijo odzivanja na otrokova želena vedenja (avtorji jo poimenujejo kot dimenzijo pohval in nagrad; Milivojevic idr., 2004) ter dimenzijo odzivanja na otrokova neželena vedenja (avtorji jo poimenujejo kot dimenzijo kritik in kazni; Milivojevic idr., 2004). Dimenzijo zahtevnost avtorji 3D modela opredelijo kot postavljanje ciljev. V primerjavi z modelom vzgojnih slogov D. Baumrind (1971), ki pri vsaki dimenziji izpostavi le količinski vidik (malo, veliko zahtev oz. manjša, večja odzivnost), avtorji 3D modela vsako dimenzijo opredelijo tudi z vidika kakovosti oz. ustreznosti posameznega vedenja vzgojitelja (Milivojevic idr., 2004). Glede na interakcijo med starši oz. vzgojitelji in otrokom na navedenih treh dimenzijah, avtorji opredelijo šest vzgojnih slogov (Milivojevic idr., 2004): avtoritativni, avtoritarni, permisivni, pretirano zaščitniški, nevpleteni ter vzgojni slog fizične nadvlade. V okviru dimenzije zahtevnost - nezahtevnost smo v vprašalnik vključile vprašanja o odzivih staršev na želena vedenja in želene lastnosti, odzivih staršev na neželena vedenja in lastnosti ter pričakovanja in zahteve staršev. V okviru dimenzije odzivnost - neodzivnost smo v vprašalnik vključile vprašanja o varni navezanosti, pozitivnem odnosu, avtonomiji in sprejemanju. Merske značilnosti Vprašalnika o odnosih s starši 77 Raziskave kažejo, da je avtoritativni slog starševstva v splošnem najbolj ugoden za vzgojo otrok v zahodnih, tehnološko razvitih državah (glej Baumrind, 1967, 1971, 1989; Cugmas, 2003; Darling in Steinberg, 1993; Denham, Renwick in Holt, 1991; Kuczyinski in Kochanska, 1995). Ta slog se največkrat povezuje z višjo socialno kompetentnostjo otroka, moralnim razvojem, pozitivnim razpoloženjem, samozavestjo, učinkovitim uravnavanjem čustev, starosti primerno neodvisnostjo, težnjo po obvladovanju okolja in učenju novih stvari ter prilagodljivostjo v izobraževalnih institucijah. Otroci, ki so vzgajani pretežno v avtoritarnem slogu, pogosteje izražajo negativno razpoloženje, tesnobnost, žalost (Baumrind, 1971), večjo zavrtost, odvisnost od odraslih ter manjšo nagnjenost k raziskovanju okolja. Do vrstnikov pogosto izražajo sovražnost v situacijah nasprotujočih si potreb, mnenj in interesov in so na splošno manj socialno prilagojeni v primerjavi z vrstniki. S permisivnim slogom starševstva se povezujejo otrokova relativna nezrelost, težave z nadzorovanjem impulzov, čustev in vedenja, neugodljivost, nasprotovalnost in težnja po takojšnjem zadovoljevanju potreb. Nevpleteni slog starševstva pa ima v povprečju najbolj neugoden učinek na otrokov spoznavni, čustveni, socialni in moralni razvoj (Baumrind, 1971; glej tudi Marjanovič Umek in Zupančič, 2004; Vidmar in Zupančič, 2006; Zupančič, Podlesek in Kavčič, 2004). Kljub temu, da rezultati raziskav (Zupančič idr., 2004) kažejo, da je avtoritativni vzgojni slog najbolj učinkovit, vsaj z vidika ugodnih učinkov na razvoj otrok, ki živijo v zahodnih, tehnološko razvitih družbah, ne moremo govoriti o splošnem pozitivnem učinku avtoritativnega vzgojnega sloga na vse vidike otrokovega razvoja. Študije namreč kažejo, da se socializacijski postopki različno povezujejo z različnimi vidiki otrokovega razvoja (Petit, Bates in Dodge, 2000, cit. v Zupančič idr, 2004). Rezultati npr. kažejo, da imata na temperamentno težavne otroke največji in najbolj neugoden učinek permisivni in nevpleteni vzgojni slog, na temperamentno počasne otroke pa avtoritaren (pojma »težaven« in »počasen« otrok sta termina, ki izhajata iz devetkomponentnega modela temperamenta, ki sta ga razvila Thomas in Chess (1977, 1984)). Nekateri avtorji tudi ugotavljajo, da se odzivanje staršev povezuje z otrokovim temperamentom. Na temperamentno težavne otroke se starši npr. pogosteje odzivajo z nihanjem med avtoritarnim (tehnike uveljavljanja moči) in permisivnim vzgojnim slogom (nedoslednost) kot na otroke z drugačnimi temperamentnimi vzorci (Marjanovič Umek in Zupančič, 2004). Avtoritarni vzgojni slog (tehnike uveljavljanja moči) neugodno učinkuje v vzgoji plašnih in prestrašenih otrok, medtem ko ta vzgojni slog nima nobenega učinka na neprestrašene otroke (Kochanska, 1991, 1995, 1997). Rezultati različnih slovenskih študij kažejo, da med vzgojnimi postopki slovenskih staršev predšolskih otrok prevladujeta avtoritativni pristop ter spodbujanje otrokovega kognitivnega razvoja, v manjšem obsegu pa sta prisotna slog neučinkovitega nadzora ter slog uveljavljanja moči (glej Cugmas, 2003; Veber, 2003; Zupančič idr., 2004). 78 A. Kozina, M. Rožman in T. Rutar Leban V mladostništvu se odnos med starši in otrokom (mladostnikom) praviloma reorganizira, predvsem v smeri večje simetričnosti v vplivanju, vzajemne komunikacije in možnosti pogajanj v konfliktnih situacijah (Allison in Sabatelli, 1988; Grotevant in Cooper, 1986), kar vpliva tudi na nekatere elemente vzgojnega sloga staršev. Mladostnikov odnos s starši je v veliki meri odvisen od kakovosti odnosa s starši pred vstopom v obdobje mladostništva. Starši, ki otroku postavljajo zahteve skladno z njegovimi sposobnostmi, nudijo čustveno podporno okolje ter spodbujajo otrokovo avtonomnost in iniciativnost, so tudi bolj dovzetni za prilagoditve, ki jih zahtevajo biološke in psihološke spremembe v obdobju mladostništva. Dobro diferencirana družina omogoča mladostniku razmišljati, čutiti in delovati neodvisno od drugih družinskih članov ter hkrati zahteva spoštovanje pravice do avtonomnosti drugih članov družine (Crespi in Sabatelli, 1997). Kljub povečanju avtonomije v odnosu med starši in mladostnikom, pa osamosvajanje ne pomeni tudi prekinitve pozitivne čustvene povezanosti s starši. Podobne rezultate kažejo študije o povezavi med tipom navezanosti na starše in psihološki prilagojenosti mladostnikov. Varno navezani mladostniki so imeli večjo ego odpornost, nižjo anksioznost, nižjo sovražnost do vrstnikov, bolj pozitivno samopodobo ter manj psiholoških simptomov kot ambivalentno in izogibajoče navezani mladostniki (Cooper, Shaver in Collins, 1998; Kobak in Sceery, 1988). Različne študije kažejo na povezanost domačega okolja in dosežkov v šoli (Mohanraj in Latha, 2005). Večina raziskav se v sklopu domačega okolja osredotoča na vpliv premoženjskega stanja staršev na dosežke njihovih otrok. Vendar nekateri raziskovalci navajajo (Mayer, 1997; Yeung, Linver in Brooks, 2002; Halawah, 2006), da je vpliv vzgojnega sloga (ki zajema tudi pričakovanja staršev do dosežkov svojih otrok ter pozornost, ki jo starši namenjajo izobraževanju svojih otrok) in domačega okolja (ki zajema število knjig in revij doma ter tudi drugih pripomočkov za učenje) na šolski dosežek celo bolj pomemben kot premoženjsko stanje. Pričakovanja staršev ter čas, ki ga starši preživijo s svojimi otroki, neodvisno od prihodkov družine, pripomoreta k višjemu dosežku otrok v šoli. P. Davis-Kean (2005) je ugotovila, da izobrazba staršev vpliva na dosežek njihovih otrok posredno preko stališč staršev o dosežkih in časa, ki ga starši preživijo z otrokom. Podobni odnosi med domačim okoljem in dosežki se pojavljajo tudi v obdobju mladostništva. Na primer kombinacija nepodpornega družinskega okolja in visoke emocionalne neodvisnosti od staršev pomembno napoveduje mladostnikovo problematično vedenje, psihične težave in nizke šolske kompetentnosti (Chen in Dornbusch, 1998). Cilji raziskave Cilj raziskave je izdelava metrično ustreznega pripomočka za merjenje učenčeve zaznave odnosa s starši. Širše se vprašalnik uvršča v sklop raziskovanja na področju mednarodnih raziskav dosežkov učencev. Osnovna predpostavka raziskave je, da Merske značilnosti Vprašalnika o odnosih s starši 79 se dosežki otrok in njihovi odnosi s starši pomembno povezujejo, oziroma da manj pozitivni odnosi s starši v določeni meri ovirajo izobraževalni proces učencev v šoli. Vprašalnik je namenjen ugotavljanju povezanosti učenčeve zaznave odnosa s starši in dosežkov učencev. Zaradi tega smo vprašalniku dodale vprašanja o zaključenih ocenah iz matematike, slovenščine in angleščine v preteklem šolskem letu. Na ta način smo preliminarno preverile hipotezo o povezanosti dosežkov z učenčevimi zaznavami odnosa s starši. Vprašalnik je oblikovan z namenom morebitne uporabe v šolskih svetovalnih službah za prepoznavanje učencev, ki imajo težave v odnosu s starši, ki posledično lahko vplivajo na njihove nižje učne dosežke. Preliminarna raziskava je prvi korak pri oblikovanju končne oblike vprašalnika in raziskovanju povezav zaznanega odnosa s starši in učnih dosežkov. Metoda Udeleženci V razvoj merskega pripomočka je bil vključen priložnostni vzorec s treh osnovnih šol. Ker je lestvica namenjena merjenju odnosov s starši v osmih razredih devetletke so bili v preliminarni vzorec vključeni samo učenci sedmih, osmih in devetih razredov osnovne šole (N=333). Porazdelitev po spolu in starosti je prikazana v tabeli 1. Tabela 1. Spolna in starostna struktura udeležencev spol leto rojstva dečki deklice 1994 3 0 1995 49 57 1996 51 59 1997 49 51 skupaj 152 167 Opombe: 14 udeležencev ni dalo podatka o spolu ali starosti. Pripomočki Prvotni nabor postavk je zajemal 168 samoocenjevalnih postavk. Postavke smo oblikovale na podlagi teoretičnih izhodišč D. Baumrind (1967) tako da je zagotovljena enakomerna pokritost dimenzij odzivnost - neodzivnost ter zahtevnost - nezahtevnost ter 3D modela Milivojevica in sodelavcev (Milivojevic idr., 2004). Ker je stopnja avtonomnosti pomembno povezana z dosežki v srednjih šolah (Rutar 80 A. Kozina, M. Rožman in T. Rutar Leban Leban, Vršnik Perše, Kozina in Pavlovic, 2009), smo vključile še postavke, ki se nanašajo na avtonomijo. Iz prvotnega nabora postavk smo na podlagi konsenza med avtoricami glede vsebine postavk izbrale 81 postavk, ki smo jih vključile v vprašalnik. Vključile smo postavke, pri katerih sta se vsaj dve avtorici strinjali o njihovi primernosti. Udeleženec na sedem stopenjski lestvici (1 - sploh se ne strinjam, 2 - zelo malo se strinjam, 3 - malo se strinjam, 4 - delno se strinjam, 5 - precej se strinjam, 6 - večinoma se strinjam, 7 - popolnoma se strinjam) označi stopnjo strinjanja s postavkami. Za 7-stopenjsko lestvico smo se odločile, da bi zagotovile boljšo razlikovanje med posamezniki na postavkah. Postavkam smo dodale še vprašanja o spolu, mesecu in letu rojstva ter zaključenih ocenah iz matematike, slovenščine in angleščine. Z namenom nadzorovanja učinka utrujenosti smo pripravile dve različici vprašalnika (A in B). Različici sta se razlikovali samo v vrstnem redu postavk. 162 udeležencev je reševalo različico A in 171 udeležencev različico B. Postopek Zbiranje podatkov za preliminarno raziskavo Vprašalnika o odnosu s starši je potekalo v decembru 2009 v okviru razrednih ur na izbranih šolah. Izvajalke so bile univerzitetne diplomirane psihologinje, ki so bile z namenom in vsebino raziskave primerno seznanjene, da so lahko odgovarjale na morebitna vprašanja udeležencev. Udeleženci so imeli za reševanje neomejeno časa, pri čemer je večina zaključila v 30-ih minutah. Da bi izločile postavke, ki so vsebinsko manj jasne oziroma jih učenci ne razumejo, smo v navodila zapisale, da naj v primeru, če karkoli ne razumejo, takoj vprašajo. Rezultati in razprava Ker je vprašalnik z 81 postavkami časovno neekonomičen, smo želele oblikovati krajšo verzijo z ustreznimi merskimi značilnostmi. V tem okviru smo z eksploratorno faktorsko analizo (z metodo glavnih osi) preverile strukturo vprašalnika in najprej analizirale zanesljivost in občutljivost vprašalnika. Na končnem izboru postavk smo preverile povezanost učenčeve zaznave odnosa s starši z zaključenimi ocenami ter primerjale učenčeve zaznave odnosa s starši med deklicami in dečki. V prvem koraku smo s pregledom statističnih pomembnosti koeficientov korelacije med postavkami ugotovile, katere postavke se med seboj pomembno povezujejo. Ker je vzorec priložnostni, smo izbrale blažji kriterij izločanja postavk. Postavke, ki se z več kot polovico drugih postavk niso pomembno povezovale, smo iz nadaljnje analize izločile. Na ta način smo ohranile 23 postavk. Strukturo teh smo analizirale z eksploratorno faktorsko analizo po metodi glavnih osi s poševnokotno rotacijo (KMO = ,948;/[253]=4470,730; p=,000). Kaiser Guttmanov kriterij izločanja faktorjev z lastno vrednostjo nad 1 (Nunnaly in Bernstein, 1994) kaže tri faktorje, ki skupaj pojasnijo 56,53 % skupne variance. Prvi faktor pojasni 44,24 % skupne Merske značilnosti Vprašalnika o odnosih s starši 81 12 -i 10 - o a T3 6 - ro c ■ tn J5 4 -2 - 0 H-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1-1 i " i i r^^^—i 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 faktor Slika 1. Prikaz drobirja. variance, drugi faktor 7,92 % skupne variance in tretji faktor 4,10 % skupne variance. Na sliki 1 je prikaz drobirja. Prikaz drobirja kaže močan prvi faktor in prelom funkcije lastnih vrednosti pri treh faktorjih. Ker prvi faktor pojasni kar 44,24 % skupne variance bi lahko v končni rešitvi upoštevale tudi enofaktorsko rešitev. Ker sta se Kaiser Guttmanov in prikaza drobirja v strokovni literaturi (Hayton, Allen in Scarpello, 2004; Watkins, 2006) izkazala kot manj zanesljiva, smo uvedle še tretjega, to je paralelno analizo. Kaiser-Guttmanov kriterij pogosto izloči preveliko število faktorjev in ga moramo upoštevati predvsem kot zgornjo mejo števila izločenih faktorjev. Prikaz drobirja je kritiziran na račun subjektivnosti, ki je razvidna tudi v našem primeru, saj omogoča tako izločanje enega ali treh faktorjev. Paralelna analiza je ena izmed najbolj zanesljivih metod ugotavljanja števila latentnih faktorjev v ozadju manifestnih spremenljivk (Hayton, Allen in Scarpello, 2004; Watkins, 2006). Metoda paralelene analize deluje po načelu primerjave lastnih vrednosti, dobljenih na izbranem vzorcu, s povprečjem lastnih vrednosti na naključno generiranih vzorcih enake velikosti (Hayton, Allen in Scarpello, 2004; Watkins, 2006). Rezultati paralelne analize so pokazali, da je smiselno obdržati prve tri faktorje. Nasičenosti postavk s prvimi tremi faktorji po poševnokotni rotaciji so prikazane v tabeli 2. Prvi faktor zajema 16 postavk, ki merijo učenčevo stopnjo avtonomije, vključenost staršev v učenčevo šolsko delo ter čustva in pozornost v odnosu med učenci in njihovimi starši. Večina postavk, ki so zajete v prvi faktor, se vsebinsko nanaša na avtoritativen vzgojni slog. Ker pa se nekatere postavke vsebinsko izrazito nanašajo na avtonomijo v odnosu med starši in otrokom, ki v opredelitvi 82 A. Kozina, M. Rožman in T. Rutar Leban Tabela 2. Rotirane nasičenosti postavk Vprašalnika o odnosih s starši (VOS) s prvimi tremi faktorji faktor 1 faktor 2 faktor 3 VOS-2 -,468 ,304 ,122 VOS-4 -,619 ,281 ,269 VOS-6 ,897 ,014 ,122 VOS-7 -,779 ,178 ,208 VOS -9 ,841 -,045 ,192 VOS-10 ,865 ,041 ,073 VOS-12 ,748 ,023 ,146 VOS-13 -,881 -,092 ,039 VOS-14 ,811 -,119 ,138 VOS-15 ,854 ,047 ,100 VOS-16 -,571 ,295 -,090 VOS-17 -,659 -,038 ,140 VOS -18 ,550 ,068 ,201 VOS-19 -,783 -,080 ,011 VOS-20 -,655 ,004 -,039 VOS-23 ,654 ,112 ,078 VOS-1 ,062 ,619 -,107 VOS-5 ,052 ,515 ,139 VOS-11 -,176 ,585 -,074 VOS-21 -,167 ,604 -,100 VOS-22 ,082 ,675 -,083 VOS-3 ,219 -,038 ,602 VOS-8 ,107 -,301 ,646 Opombe: Uporabljena je bila metoda glavnih osi in Oblimin rotacija. Rešitev je konvergirala v 9 korakih. Tabela 3. Povezanost med faktorji Vprašalnika o odnosih s starši (VOS) faktor 1 faktor 2 faktor 2 -,324 faktor 3 ,292 -,060 avtoritativnega vzgojnega sloga Baumrindove (1967) ni izpostavljena, smo se odločile, da faktor imenujemo avtoritativen vzgojni slog in avtonomija. Višja vrednost na tem faktorju pomeni manj avtoritativen vzgojni slog, manj zahtevne starše in nizko avtonomijo. Drugi faktor zajema pet postavk, ki merijo čustva jeze v odnosu, strog vzorec vzgoje in primerjanje z drugimi. Poimenovale smo ga avtoritarni vzgojni slog. Višja vrednost na tem faktorju predstavlja bolj avtoritaren vzgojni slog, bolj stroge starše. Tretji faktor zajema dve postavki, ki merita nagrajevanje za ustrezna vedenja in se po vsebini tudi uvršča v avtoritativni vzgojni slog. Poimenovale smo Merske značilnosti Vprašalnika o odnosih s starši 83 ga nagrajevanje. Visoka vrednost na tem faktorju predstavlja več nagrajevanja. Naši rezultati delno potrjujejo 3D model Milivojevica in sodelavcev (2004), ki avtoritativni vzgojni slog delijo na dva dela, kaznovanje in nagrajevanje. Rezultati namreč kažejo samostojen faktor nagrajevanja, medtem ko postavke, ki so se nanašale na kaznovanje niso bile z ostalimi pomembno povezane in smo jih zato v prvem koraku izključile iz analiz. Prvi in tretji faktor sta pozitivno povezana, kar je v skladu z teoretičnimi izhodišči, saj oba merita avtoritativen vzgojni slog. Drugi faktor je z ostalima dvema negativno povezan kar je tudi v skladu s teoretičnimi izhodišči, saj meri avtoritaren vzgojni slog, ki je po vsebini nasproten avtoritativnemu (Baumrind, 1971). Zanesljivost lestvice smo ugotavljale z notranjo konsistentnostjo merskega pripomočka. Notranja konsistentnost oceni zanesljivost na osnovi povprečne povezanosti med postavkami znotraj lestvice. Cronbachov a koeficient notranje konsistentnosti je široko uporabljena in dobra ocena zanesljivosti, saj preverja zanesljivost merjene vsebine, ki je vir največje napake merjenja (Nunnally in Bernstein, 1994). Pred izračunom zanesljivosti smo postavke, ki so se vrednotile obratno, obrnile. Zanesljivost faktorja avtoritativen vzgojni slog in avtonomija je ,954, faktorja avtoritarni vzgojni slog ,748 in faktorja nagrajevanje ,722. Koeficienti zanesljivosti ob odstranitvah posameznih postavk so vključeni v tabelo 4. Koeficienti zanesljivosti vseh treh faktorjev so dovolj visoki, da lahko sklepamo o njihovi zadostni zanesljivosti. Na občutljivost postavk sklepamo med drugim tudi po razpršenosti rezultatov na posameznih postavkah. Manjšo občutljivost imajo postavke, ki imajo majhno varianco, torej kažejo na manjšo razpršenost rezultatov. Majhna razpršenost rezultatov pomeni, da so na postavke udeleženci odgovarjali bolj enoznačno oziroma podobno. Opisne statistike po postavkah vprašalnika so skupaj s koeficienti povezanosti postavk s skupnim dosežkom na posameznem faktorju brez te postavke prikazane v tabeli 4. Nobena izmed postavk nima izrazito majhne variance zaradi česar sklepamo na dobro občutljivost postavk. Na ustrezno občutljivost postavk kažejo tudi mere povezanosti. V tabeli je navedena povezanost postavke s faktorjem, ki ji ta postavka pripada brez te postavke. Kriterij za dobro postavko je povezanost s skupnim dosežkom nad ,30 (Reynolds in Richmond, 1997). Razpon občutljivosti postavk (koeficientov povezanosti) je od ,38 do ,91 s povprečnim koeficientom povezanosti 0,67 kar kaže na dobro občutljivost vključenih postavk. Veljavnost je v neki meri najpomembnejša psihometrična značilnost, saj z njo ugotavljamo, če določen merski pripomoček dejansko meri, to kar naj bi meril (Nunnally in Bernstein, 1994). Vsebinsko veljavnost smo zagotovile že s prvim naborom postavk, saj smo izbrale postavke, ki so se nanašale na merjeni konstrukt. Dodatno smo vsebinsko veljavnost zagotovile tudi z medsebojnim usklajevanjem postavk iz prvotnega nabora. Pri tem smo v vprašalnik vključile samo postavke, za katere je bil dosežen skupni dogovor o vsebinski primernosti. Konstruktne veljavnosti nismo preverjale, saj po pregledu strokovne literature nismo zasledile vprašalnika 84 A. Kozina, M. Rožman in T. Rutar Leban Tabela 4. Opisne statistike z koeficienti povezanosti in zanesljivosti ob odstranitvah posameznih postavk iz faktorjev M SD2 as spl r a* avtoritativni vzgojni slog in avtonomija VOS-2 3,51 4,00 0,45 -1,03 ,524 ,955 VOS-4 4,78 4,12 -0,43 -1,15 ,603 ,954 VOS-6 3,77 7,12 0,15 -1,80 ,908 ,948 VOS-7 4,05 4,89 0,01 -1,47 ,747 ,951 VOS -9 4,01 7,74 0,00 -1,89 ,897 ,948 VOS-10 4,05 6,25 -0,08 -1,70 ,846 ,949 VOS-12 4,67 5,40 -0,47 -1,35 ,766 ,951 VOS-13 3,62 6,40 0,27 -1,63 ,809 ,950 VOS-14 3,72 7,17 0,16 -1,80 ,877 ,948 VOS-15 4,20 6,42 -0,07 -1,74 ,851 ,949 VOS-16 4,17 4,60 0,05 -1,44 ,693 ,952 VOS-17 4,16 4,47 -0,09 -1,31 ,579 ,954 VOS -18 3,76 4,39 0,15 -1,32 ,572 ,954 VOS-19 3,62 5,13 0,19 -1,46 ,727 ,952 VOS-20 3,80 5,15 0,16 -1,47 ,662 ,953 VOS-23 5,20 4,23 -0,83 -0,64 ,616 ,954 avtoritarni vzgojni slog VOS-1 5,36 3,85 -0,95 -0,38 ,527 ,699 VOS-5 4,66 3,06 -0,46 -0,57 ,383 ,748 VOS-11 5,24 3,86 -0,78 -0,68 ,543 ,693 VOS-21 5,13 3,80 -0,75 -0,67 ,552 ,689 VOS-22 5,66 2,89 -1,28 0,76 ,567 ,687 nagrajevanje VOS-3 4,87 3,77 -0,60 -0,82 ,565 / VOS-8 4,92 3,80 -0,54 -0,88 ,565 / Opombe: as = koeficient asimetrije, spl = koeficient sploščenosti * Popravljen koeficient zanesljivosti. Izračun popravljenih koeficientov zanesljivosti za tretji faktor ni mogoč, ker ga sestavljata dve postavki. v slovenskem jeziku, ki bi že veljavno in zanesljivo meril zaznane odnose s starši na ta način. Poleg merskih značilnosti smo preliminarno preverile tudi razlike v dobljenih faktorjih glede na spol in povezanost faktorjev s šolskimi ocenami učencev. Primerjava vzgojnih postopkov slovenskih staršev glede na spol otroka ni pokazala statistično značilnih razlik (Zupančič idr., 2004). Starši dojenčkov in malčkov se po lastni oceni podobno odzivajo na deklice in dečke, postavljajo jim podobne zahteve glede discipline, v enaki meri jim izkazujejo naklonjenost, omogočajo jim enake možnosti za učenje, nudijo jim podobne igrače in igralne materiale ... (Veber, 2003; Merske značilnosti Vprašalnika o odnosih s starši 85 Zupančič, 1999, cit. v Zupančič, Kavčič in Fekonja, 2003), kar lahko kaže na to, da v Sloveniji, stereotipi o razlikah v vzgoji glede na spol izginjajo, vsaj pri starših otrok v starosti do treh let jih v navedenih raziskavah ne zasledimo. Rezultati teh raziskav kažejo na to, da starši svoje vzgojne postopke le zaznavajo enake oz. podobne ne glede na spol otroka, kar ne pomeni nujno, da se to tudi odraža v njihovem odnosu z otrokom. Zaradi tega smo želele preveriti ali se med spoloma razlike pojavljajo v primeru ko odgovarjajo otroci in ne starši. Prav tako so omenjene raziskave zajemale samo predšolske otroke in nas je zanimalo ali lahko podobno ugotovimo tudi na vzorcih osnovnošolcev. Primerjale smo povprečne regresijske ocene faktorskih vrednosti (faktorske skore) dečkov in deklic. Ugotovile smo pomembne razlike na faktorju avtoritativni vzgojni slog in avtonomija (t = 3,56 [266]; p = ,000). Dečki imajo na tem faktorju višjo vrednost, kar pomeni, da zaznavajo odnose s starši bolj negativno (M = ,24; SD = ,90) v primerjavi z deklicami (M = -,17; SD = ,80). Na faktorju avtoritarni vzgojni slog razlike niso statistično pomembne (t = 1,41 [266]; p = ,160). Prav tako na faktorju nagrajevanje nismo ugotovili statistično pomembnih razlik (t = ,074 [266]; p = ,460). ' Naši rezultati kažejo pomembne razlike v zaznavanju avtoritativnega vzgojnega sloga in avtonomije s strani učencev. Rezultati naše raziskave in raziskave M. Zupančič in sodelavcev (2004) sicer zaradi vključenosti različnih vzorcev (starši in učenci) in različnih starostnih skupin niso neposredno primerljivi, pa vendarle kažejo potrebo po nadaljnjem raziskovanju razlik med spoloma v različnih starostnih obdobjih. Glede na to, da se tudi na vzorcu mladostnikov kažejo pomembne razlike med spoloma v zaznavanju domačega okolja (Mohanraj in Latha, 2005), lahko postavimo hipotezo za nadaljnje raziskovanje, da se razlike v zaznavanju odnosa s starši med spoloma razvijejo s starostjo. Povezanost učnega uspeha s faktorji Vprašalnika o odnosih s starši smo ugotavljali s koeficienti povezanosti. Učni uspeh smo določile kot vsoto zaključenih ocen iz matematike, slovenščine in angleščine v preteklem šolskem letu. Povezanost med učnim uspehom in faktorjem avtoritativni vzgojni slog in avtonomija je -,12 (p = ,057); med učnim uspehom in faktorjem avtoritarni vzgojni slog je ,11 (p = ,085) in med učnim uspehom in faktorjem nagrajevanje ,08 (p = ,212). Ugotovimo lahko, da nobena povezava ni statistično pomembna. Iz rezultatov ne moremo sklepati o povezanosti med učenčevo zaznavo odnosa s starši ter njegovim učnim uspehom. Povezanost med domačim okoljem, ki vključuje tudi odnose s starši, in dosežkom je ugotavljal tudi Halawah (2006). V svoji raziskavi poroča o nizki povezanosti domačega okolja in dosežka (r = ,15). Spet druge raziskave (Mohanraj in Latha, 2005) kažejo visoke koeficiente povezanosti med domačim okoljem in dosežki (r = ,60). Kljub temu, da naši koeficienti povezanosti zaznanega odnosa s starši in učnega dosežka niso statistično pomembni, je velikost koeficientov povezanosti posameznih faktorjev z učnim dosežkom dovolj visoka, da omogoča nadaljnje raziskovanje v tej smeri. 86 A. Kozina, M. Rožman in T. Rutar Leban Zaključki Vprašalnik o odnosih s starši meri tri faktorje: avtoritativni vzgojni slog in avtonomija, avtoritarni vzgojni slog in nagrajevanje. Na priložnostnem vzorcu se je izkazal kot zanesljiv in občutljiv. Na veljavnost vprašalnika pa lahko v tej fazi sklepamo samo preko vsebinske skladnosti postavk znotraj posameznih faktorjev. Veljavnost merjenega konstrukta nameravamo v prihodnje preveriti z konfirmatorno faktorsko analizo na večjih reprezentativnih vzorcih. Konstruktno veljavnost namreč lahko potrdimo tudi s stabilnostjo strukture na različnih vzorcih in ne samo s konvergetno in divergentno veljavnostjo, ki tudi ostajata predmet nadaljnjih raziskav. Rezultati primerjav med spoloma kažejo pomembne razlike na faktorju avtoritativni vzgojni slog in avtonomija. Naši rezultati sicer niso popolnoma primerljivi z rezultati drugih raziskav na predšolskih otrocih in mladostnikih, vendarle pa dobljene pomembne razlike vodijo v nadaljnja preverjanja raziskovalnega vprašanja ali so razlike med spoloma odvisne od tega koga vprašamo, otroke ali starše, ali pa od starostnega obdobja, ki ga raziskujemo. Povezave med učnimi dosežki in faktorji se niso izkazale kot statistično značilne. Seveda pa ne smemo pozabiti, da na uspešnost učencev, poleg staršev in učiteljev vpliva še veliko drugih dejavnikov. Ker je raziskava izpeljana na priložnostnem vzorcu, so sklepi o povezavah učenčeve zaznave odnosov s starši, njihovim spolom in dosežki v šoli, samo preliminarne narave in načrtujemo njihovo preverjanje na reprezentativnih vzorcih. Raziskave namreč kažejo različne stopnje povezanosti domačega okolja z dosežki v šoli, zato je smiselno preverjanje povezav na večjih reprezentativnih vzorcih, ki omogočajo sklepanje na značilnosti povezav v populaciji. Vprašalnik o odnosih s starši nameravamo vključiti v mednarodne raziskave znanja, ki zanesljivo merijo dosežke na reprezentativnem vzorcu učencev v Sloveniji. Predstavile smo rezultate preliminarne raziskave o zaznavanju odnosa s starši, ki so predvsem eksploratorne narave. V prihodnje bo potrebno preveriti še dobljeno strukturo na različnih vzorcih in po potrebi vključiti oziroma izključiti določene postavke, da bi zagotovili veljavno uporabo vprašalnika. Šele potem bo vprašalnik primeren za prepoznavanje učencev, ki imajo težave v odnosu s starši. Literatura Allison, M. in Sabatelli, R. M. (1988). Differentiation and individuation as mediators of identity and intimacy in adolescence. Journal of adolescence research, 3,1-16. Baumrind, D. (1967). Child care practices anteceding three patterns of preschool behaviour. Genetic Psychology Monographs, 75, 43-88. Baumrind, D. (1971). Current patterns of parental authority. Developmental Psychology, 4(1-2), 1-103. Merske značilnosti Vprašalnika o odnosih s starši 87 Baumrind, D. (1989). Rearing competent children. V W., Damon (ur.), Child development today and tomorrow (str. 349-378). San Francisco: Josey-Bass. Chen, Z. Y. in Dornbusch, S. M. (1998). Relating aspects of adolescent emotional autonomy to academic achievement and deviant behaviour. Journal of adolescent research, 13 (3), 293-319. Cooper, M. L., Shaver, P. R. in Collins, N. L. (1998). Attachment styles, emotion regulation, and adjustment in adolescence. Journal of personality and social psychology, 5,1380-1397. Crespi, T. D. in Sabatelli, R. M. (1997). Children of alcoholics and adolescence: individuation, development, and family systems. Adolescence, 32(126), 407-417. Cugmas, Z. (2003). Narisal sem sonce zate: Izbrana poglavja o razvoju otrokove navezanosti in samozaznave [I've drawn the sun for you: Selected chapters on development of child attachment and self-percption]. Ljubljana: Center za psihodiagnostična sredstva. Darling, N. in Steinberg, L. (1993). Parenting styles as context: An integrative model. Psychological Bulletin, 113, 487-496. Davis-Kean, P. E. (2005). The Influence of Parent Education and Family Income on Child Achievement: The Indirect Role of Parental Expectations and the Home Environment. Journal of Family Psychology, 19(2), 294-304. doi:10.1037/0893-3200.19.2.294 Denham, S. A., Renwick, S. M. in Holt, R. W. (1991). Working and playing together: Prediction of preschool social-emotional competence from mother-child interaction. Child Development, 62, 242-249. Grotevant, H. D. in Cooper, C. R. (1986). Individuation in family relationships. Human development, 29, 82-100. Halawah, I. (2006). The effect of motivation, family environment, and student characteristics on academic achievement. Journal of Instructional Psychology, 33(2), 91-99. Hayton, J. C., Allen, D. G. in Scarpello, V. (2004). Factor Retention Decisions in Exploratory Factor Analysis: a Tutorial on Parallel Analysis. Organizational Research Methods. 7(2), 191-205. Kobak, R. R. in Sceery, A. (1988). Attachment in late adolescence: working models, affect regulation, and representation of self and others. Child development, 59,135-146. Kochanska, G. (1991). Socialization and temperament in the development of guilt and conscience. Child Development, 62, 1379-1392. Kochanska, G. (1995). Children's temperament, mother's discipline, and security of attachment: Multiple pathways to emerging socialization. Child Development, 66, 597-615. Kochanska, G. (1997). Multiple pathways to conscience for children with different temperaments: From toddlerhood to age 5. Developmental Psychology, 33, 228240. Kuczynski, L. in Kochanska, G. (1995). Function and content of maternal demands: Developmental significance of early demands for competent action. Child Development,66, 616-628. Marjanovič Umek, L. in Zupančič, M. (2004). Socialni in moralni razvoj v zgodnjem Otroštvu [Social and moral development in early childhood]. V L. Marjanovič 88 A. Kozina, M. Rožman in T. Rutar Leban Umek in M. Zupančič (ur.), Razvojna psihologija (str.363-381). Ljubljana: Znanstvenoraziskovalni inštitut Filozofske fakultete. Mayer, S. E. (1997). What money can't buy: Family income and children's life chances. Cambridge, MA: Harvard University Press. Milivojevic, Z., Bilban, K., Kokelj, V., Kramberger, M. in Steiner, T. (2004). Mala knjiga za velike starše. Priročnik za vzgojo otrok [A little book for big parents. A manual for raising children]. Ljubljana: Mladinski dom Jarše. Mohanraj, R. in Latha (2005). Perceived family environment in relation to adjustment and academic achievement. Journal of the Indian academy of applied psychology, 31(1-2), 18-23. Nunnally, J. C. in Bernstein, I.H. (1994). Psychometric theory. United States of America: McGraw-Hill. Reynolds, C. R. in Richmond, B. O. (1997). What I think and feel: a revised measure of children's manifest anxiety. Journal of abnormal Child Psychology, 2, 15 -20. Rutar Leban, T., Vršnik Perše, T., Kozina, A. in Pavlovic, Z. (2009). Elementi vzgojnega sloga staršev in dosežki mladostnikov [Elements of parents' style and adolescents' achievements]. Šolsko polje, 20(3-4), 87-103. Thomas, A. in Chess, S. (1977). Temperament and development. New York: Brunner/ Mazel. Thomas, A. in Chess, S. (1984). Genesis and evolution of behavioral disorders: From infancy to adult life. American Journal of Orthopsychiatry, 141(1), 1-9. Veber, P. (2003). Etnoteorije o vzgoji in malčkova igra [Parental ethnotheories on educational practice and child's play] (neobjavljeno magistrsko delo). Univerza v Ljubljani, Filozofska fakulteta, Oddelek za psihologijo, Ljubljana. Vidmar, M. in Zupančič, M. (2006). Spremljanje socialnega vedenja otrok v vrtcu: na posameznika osredotočen pristop [Monitoring of children social behaviour in kinder garden: individual focused approach]. Psihološka obzorja /Horizonts of Psychology, 15(1), 47-74. Watkins, M. W. (2006). Determining Parallel Analysis Criteria. Journal of Modern Applied Statistical Methods. 5(2), 344-346. Yeung, W. J., Linver, M. R. in Brooks-Gunn, J. (2002). How money matters for young children's development: Parental investment and family processes. Child Development, 73, 1861-1879. Zupančič, M., Kavčič, T. in Fekonja, U. (2003). Personality structure of toddlers and preschool children as perceived by their kindergarten teachers. Psihološka obzorja, 12(1), 7-26. Zupančič, M., Podlesek, A. in Kavčič, T. (2004). Parental child-care practices of Slovenian preschoolers' mothers and fathers: The Family Environment Questionnaire. Psihološka obzorja /Horizonts of Psychology, 13(3), 7-26. Prispelo 20. 04. 2010 Sprejeto 25. 08. 2010 Psihološka obzorja /Horizons of Psychology, 19, 3, 89-102 (2010) © Društvo psihologov Slovenije 2010, ISSN 1318-187 Znanstveni empiričnoraziskovalni prispevek Shame-proneness and its correlates in couples Tomaž Erzar'*, Matej Torkar2 and Katarina Kompan Erzar1 'University of Ljubljana, Faculty of Theology, Franciscan Family Institute, Ljubljana, Slovenia 2 Franciscan Family Institute, Ljubljana, Slovenia Abstract: The study assessed the relationships between three TOSCA-3 (Test of Self-Conscious Affect; Tangney, 1990) subscales (shame-proneness, guilt-proneness, and externalization), and the following variables: stress, anxiety, depression, fear of intimacy, and attachment style in a sample of 68 heterosexual couples in committed relationships. Within-subject and within-dyad correlations were computed. Results confirmed a low to moderate connection for depression, anxiety, fear of intimacy and secure attachment. Shame-proneness, externalization, and guilt-proneness were not correlated within couples. The findings also provided further evidence for a differential understanding for some of the variables in each gender. Key words: shame, heterosexual couples, connectedness, dyadic effects Občutljivost za sram in njeni korelati pri parih Tomaž Erzar', Matej Torkar2 in Katarina Kompan Erzar' ' Univerza v Ljubljani, Teološka fakulteta, Frančiškanski družinski inštitut, Ljubljana. 2Frančiškanski družinski inštitut, Ljubljana. Povzetek: Raziskava preučuje povezanost med tremi lestvicami instrumenta TOSCA-3 (občutljivost za sram, občutljivost za krivdo ter eksternalizacija) ter stresom, depresivnostjo, strahom pred intimo in stilom navezanosti pri 68 heteroseksualnih parih v trajnih zvezah. Izračunane so bile korelacije za posameznike po spolu ter za par kot enoto. Čeprav so rezultati potrdili šibke do zmerne povezave za depresivnost, tesnobo, strah pred intimo ter varni stil navezanosti pri posameznikih, niso potrdili povezav med občutljivostjo za sram, občutljivostjo za krivdo in eksternalizacijo pri parih. Rezultati so med drugim pokazali, da moramo pri preučevanju nekaterih povezav upoštevati različno razumevanje teh vsebin pri ženskah in moških. Ključne besede: sram, heteroseksualni pari, povezanost, diadični učinki CC = 2360 * Naslov / Address: Tomaž Erzar, Frančiškanski družinski inštitut, Prešernov trg 4, 1000 Ljubljana, tel: 01 200 6760, Fax: 01 200 6766, e-mail: tomaz.erzar@guest.arnes.si 90 T. Erzar, M. Torkar in K. Kompan Erzar In the last 20 years, research on excessive shame-proneness in adults has revealed numerous positive associations between this emotion and various forms of maladaptive behavior and mild to severe psychopathology (Tangney & Dearing, 2002). Studies have confirmed the relationship between shame and depression (Tangney, Wagner & Gramzow, 1992), shame and fear of intimacy (Lutwak, Panish, & Ferrari, 2003), shame and self-concealment (Pineles, Street, & Koenen, 2006), shame and poor conflict-resolution skills (Lopez et al., 2005), shame and loneliness, low self-image, submissiveness, co-dependency, and insecure attachment style (Wells, Glickauf-Hughes & Jones, 1999). Despite the considerable impact the proneness to shame has on intimate relationships, this role has so far been underinvestigated. One of the reasons this might be so is the elusive nature of this emotion and the fact that each gender uses different strategies to cope with and express shame. Our study explored differential relationships of shame-proneness, guilt-proneness, and externalization to stress, anxiety, depression, fear of intimacy, and styles of attachment in committed couples. Shame: the basic emotion of connectedness Research on shame in interpersonal contexts stems from the hypothesis that shame (including the entire family of emotions connected with shame, such as embarrassment, humiliation, discomfort, shyness, dishonor, mortification, and degradation) represents the core affect of human relatedness and the basic social emotion (Scheff, 1997, 2000). Avoiding shame, checking the image one fears may arise in others, and concealing one's true self behind a mask of compliance, submissiveness, and conformity - all of these forms of social behavior point to the tight relation between concerns related to connectedness and maintenance of relationships, and the deepest experience of one's own self as acceptable, lovable, and desired, or unacceptable, undesired, and unloved. Historically, attachment research has explored in detail how a child's perception of self reflected the way parents perceived and behaved towards the child (Bowlby, 1988; Main, Kaplan & Cassidy, 1985). Whereas securely attached individuals believe they are lovable and desired and have a positive view of both themselves and others, insecurely attached individuals constantly seek reassurance, fear they might be abandoned, and have a negative view of themselves and/or others. Subsequent research on adult attachment patterns established the value of early attachment bonds with parents for romantic relationships (Hazan & Shaver, 1987). Attachment patterns influence people's mental wellbeing and personal growth through stable internalized schemes or internal working models and the level of intimacy and confidence established in current adult romantic relationships (Pielage, Luteijn & Arrindell, 2005). Research tapping into intergenerational risk factors for shame has found strong links between shame-proneness in adulthood, codependent behavior in Shame-proness and its correlates in couples 91 intimate relationships, and parentification in early childhood, which represents a serious form of family dysfunction (Wells, Glickauf-Hughes & Jones, 1999; Wells & Jones, 2000). Several authors vividly described how living in a shame-based family (families with alcohol dependence, families with maltreatment and abuse, families with narcissistically wounded, rejecting parents, with family secrets, etc.) affects the adult potentials of children and leads to retraumatization, longstanding loss of contact with one's own emotions, emotional emptiness and rigidity, dependent behavior, pathological perfectionism, eating disorders, personality disorders, violence and criminal activity, and difficulties with affect regulation and maintaining stable intimate relationships (Bradshaw, 1988; Earley & Cushway, 2002; Golomb, 1992; Mills, 2005; Nathanson, 1987). Overt and hidden shame in couples Social contexts and interpersonal relationships in which individuals experience rejection and unwantedness cause them to feel more shame and, consequently, more distress and insecurity (Gruenewald, Kemeny, Aziz & Fahey, 2004). Recent studies have found that the level of cortisol in blood peaks in situations in which people fear negative evaluation from others or expect to feel ashamed (Dickerson, Mycek & Zaldivar, 2008). For those that tend to make negative attributions to themselves, such situations may be exacerbated to the point where they cannot recognize whether negative feelings were evoked by some external source, or by some internal source, usually the pervasive sense of being a failure and ruminative thoughts about their inner value (Tracy & Robins, 2006). Due to constant avoidance of shame and excessive shame-proneness, these individuals experience their intimate relationships as permanent sources of danger, which in turn fuels their sense of loneliness, social isolation, non-acceptance, and rejection. In order to prevent these feelings from being too frequent and unpleasant, shame-prone individuals start ignoring and avoiding them. In her seminal book on shame, H. B. Lewis (1971) distinguished between overt and covert shame, indicating that overt shame encompasses behavior such as flushing, excessive or inappropriate laughter, touching or covering the face, gaze aversion, and rapid or barely audible talking, which all tend to hide and protect the person from the gaze and evaluation of others. In contrast, covert shame reveals itself only through subtle cues such as biting lips, sustained, tense laughter, rapid talking or stuttering, and a motionless face, which all tend to control outer signs of inner psychic states and redirect attention from these states. These differences can be traced at the verbal level as well: whereas the statement "I feel ashamed" clearly reflects overt shame, the statement "I feel uncomfortable" usually indicates covert or unrecognized shame. In addition, shame is very often covered by expressions of guilt. In couples the problem arises when unacknowledged shame in one partner through seemingly shame-free interaction induces shame in the other partner, who 92 T. Erzar, M. Torkar in K. Kompan Erzar starts to feel shame and cannot hide it (Balcom, Lee & Tager, 1995). In this way the interpersonal bond or connection between partners becomes an arena of recurring shame cycles in which the experience of shame is strengthened and imprinted onto the couple's identity (Kaufman, 1980), regardless of whether shame is experienced by both partners or by one partner alone. Shame-based couples are characterized by intolerance toward changes and differences, lack of separation and differentiation, constant blaming, negative attributions, chronic conflicts, never-ending fights for emotional survival, use of collusive defenses, global mistrust, and manipulative rendering of past events (Rhodewalt & Eddings, 2002). Because of this mutual dynamic, researchers assume that dysfunctional couples develop some sort of common negative identity as a result of insufficient self-differentiation, individual proneness to shame, and the ongoing dynamic of blaming (Harper & Hoopes, 1990). Theoretical underpinning for this idea was found in the intergenerational theory of Murray Bowen (1978), which states that individuals find mates that are at the same level of differentiation from their families of origin. Another promising starting point for investigating couple's conflictual dynamic is the concept of shame-proneness because it taps into what makes people seek or avoid proximity. Design and hypotheses Despite the frequent use of self-report instruments such as the TOSCA (Test of Self-Conscious Affect; Tangney, 1990) for measuring self-conscious emotions, to date no study has explored shame-proneness in couples. The first aim of our study was thus to examine associations between shame-proneness and other subscales of the TOSCA instrument in couples. We expected to find in couples a similar susceptibility to shame (Hypothesis 1). In order to compare shame-proneness with other indices of interpersonal malfunctioning and personal stress, we used several additional measures: the DASS (Depression, Stress Anxiety Scales; Lovibond & Lovibond, 1995), FIS (Fear-of-Intimacy Scale; Descutner & Thelen, 1991), and RQ (Relationship Questionnaire; Bartholomew & Horowitz, 1991). We expected to find moderate to high within-subject correlations between proneness to shame and the DASS and FIS measures (Hypothesis 2), and low to moderate within-dyad correlations on all DASS measures and the FIS measure (Hypothesis 3). We further assumed that in couples the shame-proneness of the TOSCA measure would correlate with a negative view of self and others, implicated in the fearful avoidant attachment styles (Type B) of the RQ measure, and that externalization of the TOSCA measure would correlate with the dismissing avoidant attachment style (Type D), which includes a negative view of others and a positive view of self (Hypotheses 4 and 5). In order to explore cross-relationships between attachment styles, shame- Shame-proness and its correlates in couples 93 proneness, and fear of intimacy in couples, we classified couples into three groups according to their self-reported attachment style - namely, secure-secure (S-S), insecure-secure (I-S), and insecure-insecure (I-I) - with an additional subgroup formed by distinguishing between secure (wife)-insecure (husband) and secure (husband)-insecure (wife) dyads (S-I). One-way ANOVA and a post-hoc test were computed for these groups with shame-proneness and fear of intimacy as the between-group factor. We predicted that there would be significant differences between groups, with both secure pairs scoring low, both insecure pairs scoring high, and insecure-secure pairs scoring in between (Hypothesis 6). Method Participants The participants in the study were 68 heterosexual couples in permanent relationships. They were recruited from several couple-support groups and via personal acquaintance, with relationships lasting from approximately one year to 40 years (M = 9,4). The age range for females was 21-60 years, mean 34,5, and for males 23-67 years, mean 37,6. Instruments The Tests of Self-Conscious Affect (TOSCA-3) consist of 16 brief scenarios (11 negative and 5 positive) depicting commonplace life situations. Respondents are asked to rate a series of associated responses on a 5-point rating scale ranging from 1 (not likely) to 5 (very likely), including descriptions of affective, cognitive, and behavioral features associated with shame and guilt. For example, "I'm inconsiderate" would be a shame-prone response to realizing you stood a friend up for an appointment, whereas "You would try to make it up to him as soon as possible" would be the associated guilt-prone response. Thus, items designed to assess the construct of shame focus on negative evaluation of the entire self, whereas items assessing guilt focus on specific behaviors. The latent factors underlying these scales are: shame, guilt, externalization, alpha pride, and beta pride. The a internal reliabilities in the current study were in the acceptable range for this instrument: .80 for shame, .73 for guilt, and .72 for externalization. Subscales with alpha coefficients under .70 were omitted from further analysis. The Depression, Anxiety, Stress Scales (DASS) is an instrument with 42 items measuring symptoms of depression, anxiety, and stress as experienced by respondents in the last week (Lovibond & Lovibond, 1995). Each scale corresponds to 14 items. Respondents answer on a 4-point scale (0 - Did not apply to me at all, 1 - Applied to 94 T. Erzar, M. Torkar in K. Kompan Erzar me to some degree, or some of the time, 2 - Applied to me to a considerable degree, or a good part of time, 3 - Applied to me very much, or most of the time). The Slovenian version of the DASS shows reliabilities of .91 for the depression scale, .85 for the anxiety scale, and .87 for the stress scale. The intercorrelations between the scales are: depression-anxiety r = .65; anxiety-stress r = .73; and depression-stress r = .492. Principal component analysis shows that three factors explain 45.3% of variance (Erzar & Torkar, 2007). The Fear of Intimacy Scale (FIS) is a 35-item self-report inventory that measures individuals' anxiety about close, dating relationships (Descutner & Thelen, 1991; Doi & Thelen, 1993). Items are rated on a 5-point Likert-type scale, ranging from 1 (not at all characteristic of me) to 5 (extremely characteristic of me). Approximately one half of the items are reverse scored to mitigate response bias. Higher scores are indicative of greater fears. The reliability of the Slovenian version of the test is .94 (Erzar & Torkar, 2007). The Relationship Questionnaire (RQ) is a single-item measure made up of four short paragraphs, each describing a prototypical attachment pattern as it applies in close adult romantic relationships. Participants are asked to rate their degree of correspondence to each prototype on a 7-point scale (Bartholomew & Horowitz, 1991). Despite its initial prototypical approach, the RQ is based on a two-dimensional construct of adult attachment implicating a model of the self and a model of others. Thus Type A attachment style (secure) is defined as representing a positive model of self and a positive model of others, Type B (preoccupied) as representing a negative model of self, combined with a positive model of others, Type C (fearful avoidant) as representing a negative model of self and a negative model of others, and Type D (dismissing avoidant) as representing a positive model of self and a negative model of others. The RQ, a widely used measure of adult attachment, shows adequate reliability with observer-based ratings of behavioral and personality characteristics (Bartholomew & Horowitz, 1991; Griffin & Bartholomew, 1994). Results Table 1 presents the means, SD, and t-tests by gender on the three TOSCA subscales, and all of the DASS, RQ, and FIS scales. As found in other studies, females scored significantly higher on measures of shame-proneness and guilt-proneness, whereas males scored higher on dismissive attachment style. Table 2 presents the correlations by gender of the three TOSCA subscales (shame-proneness, guilt-proneness, and externalization) with the DASS, FIS, and RQ measures. The correlations appear to be moderate to low and gender-specific. Hypothesis 2 was confirmed for both genders regarding the relationship between Shame-proness and its correlates in couples 95 shame-proneness and all of the DASS measures, but was disconfirmed regarding fear of intimacy. Type B attachment style (fearfulness, negative view of self and others) was found to be positively correlated with shame-proneness only in males (Hypothesis 4 partially confirmed). Type D attachment style (dismissiveness, positive view of self, and negative view of others) was positively correlated with externalization in females and negatively correlated with externalization in males (Hypothesis 5 also partially confirmed). Table 1. Descriptive statistics and t-tests for couples Males Females M SD M SD t Test of Self-Conscious Affect (TOSCA) Shame 35.59 11.29 40.55 9.94 -2.89** Guilt 59.19 11.34 64.99 6.45 -3.61*** Externalization 33.97 9.05 37.13 7.30 -2.19* Depression, Anxiety, Stress Scales (DASS) Stress 12.60 6.52 14.69 7.90 -1.59 Anxiety 6.28 4.93 7.71 6.61 -1.59 Depression 8.29 6.74 9.72 8.34 -1.20 Fear of intimacy (FIS) 74.29 23.79 71.61 21.15 0.80 Relationship Questionnaire (RQ) Secure Type A 4.09 1.96 4.49 1.91 -1.35 Fearful avoidant Type B 3.63 1.80 3.78 2.00 -0.75 Preoccupied Type C 3.14 1.58 3.64 1.90 -1.82 Dismissing avoidant Type D 3.05 1.71 2.94 1.61 2.28* * p < .05, ** p < .01, *** p < .001 Table 3 presents within-dyad correlations of all the subscales used previously. Contrary to our Hypothesis 1, shame-proneness was not positively correlated within pairs. On the other hand, the results confirmed low but significant correlations on measures of anxiety, depression, fear of intimacy, and secure attachment style, as predicted in Hypothesis 3. Figure 1 presents the scores of the TOSCA shame-proneness and fear of intimacy subscales for the four groups of pairs combined according to their attachment style. As hypothesized, both secure pairs (S-S) had the lowest scores on both measures. However, both insecure pairs (I-I) scored the highest only on fear of intimacy. Surprisingly, on the measure of shame-proneness insecure (male)-secure (female) (I-S) couples outscored both other groups (Hypothesis 6 only partially confirmed). Table 2. Correlations between shame and other variables for males and females Variable shame guilt extemaliza- stress anxiety depression fear of secure fearful preoccupied tion intimacy m f m f m f m f m f m f m f m f m f m f TOSCA Guilt .62*** .21 Externaliza- .65*** -.05 .55" .16 tion DASS Stress .48*** .48" .16 -.04 .32* .46*** Anxiety .47** .42" .04 -.05 .27* .41*** .66*" .69" Depression .54*** .52" ' .04 -.06 .33** .34** .71*" .73" .68"* .62*** Fear of .18 .22 -.08 -.28* .16 .22 .16 .47*** .16 .47*** .30* .50*" intimacy RO Secure -.20 -.05 .00 .26* .03 .02 -.06 -.29* -.23 -.28* -.18 -.35** -.45*** -.57*** Fearful .36** .16 .11 -.25* .06 -.00 .11 .36** .26 .40** .10 .37** .09 .53*** -.57*** -.61" Preoccupied -.11 .04 -.12 .11 .13 -.02 .01 .22 .16 .11 .00 .32* .04 .32** .02 -.14 -.17 .14 Dismissing -.26* -.14 -.15 -.22 -.25* .30* -.13 .04 -.25 -.07 -.19 -.14 .06 .06 .00 .13 -.08 .00 -.16 -.10 Note: m = male, f = female *p< .05, **p< .01, *** p < .001 Shame-proness and its correlates in couples 97 Table 3. Paired samples correlations for couples N r p Test of Self-Conscious Affect (TOSCA) Pair 1 Shame 69 .11 .39 Pair 2 Guilt 69 -.05 .68 Pair 3 Extemalization 69 -.06 .60 Depression, Anxiety, Stress Scales (DASS) Pair 4 Stress 58 .05 .69 Pair 5 Anxiety 58 .32 .01 Pair 6 Depression 58 .29 .03 Pair 7 Fear of Intimacy (FIS) 69 .25 .04 Relationship Questionnaire (RQ) Pair 8 Secure - Type A 65 .30 .02 Pair 9 Fearful - Type B 63 .09 .47 Pair 10 Preoccupied - Type C 64 -.05 .72 Pair 11 Dismissing - Type D 63 -.10 .46 95 -, 85 - 300 dpi) naj bodo shranjene v kar najboljši kvaliteti grafičnega formata JPG, TIF ali PNG. Sheme in diagrami naj bodo iz izvornega programa prilepljene v datoteko kot predmet, izjemoma kot slike navedenih grafičnih formatov z visoko ločljivostjo. V primeru posebnih zahtev (npr. pri uporabi manj običajnih programov za generiranje slik ali če se določene slike ne da izdelati računalniško), naj se avtorji o načinu priprave slik predhodno posvetujejo s tehničnim urednikom revije (e-naslov: luka.komidar@ff.uni-lj.si). Tabele naj bodo natipkane z enojnim razmikom. Nad tabelo naj bo (v datoteki s tabelaričnimi in slikovnimi prikazi) izpisana zaporedna številka tabele in za piko njen naslov (npr. Tabela 1. Korelacije med ...). Tabela mora biti informativna brez posebnega sklicevanja na besedilo, torej opremljena s potrebnimi informacijami in po potrebi z opombami. Avtorji se v besedilu sklicujejo na sliko ali tabelo (npr. z 'glej sliko 1', 'v tabeli 2' ...), saj prikaz ne bo nujno na mestu, ki ga je predvidel avtor. V poglavju o rezultatih naj bo isti podatek vedno prikazan le enkrat. Avtorji naj se odločijo, kateri način (slika, tabela ali prikaz v vezanem besedilu) je najbolj primeren in informativen. Opombe pod črto naj bodo vključene v prispevek le izjemoma. Citiranje, literatura Uporabljene reference drugih avtorjev naj bodo v besedilu citirane po harvardskem sistemu: npr. Rostohar (1952) ali (Rostohar, 1952). Kadar je citiranih več avtorjev, so navedeni v abecednem redu, npr. (Bujas, 1953; Rostohar, 1952; Trstenjak, 1953). Citati posameznih referenc so ločeni s podpičjem, npr. (Petrič, 1970; Petrovič, 1969). Kadar sta citirano delo napisala dva avtorja, se ves čas v prispevku navaja priimka obeh avtorjev (npr. Schutz in Gessaroli, 1993). Kadar so citirano delo napisali trije, štirje ali pet avtorjev, so pri prvem citiranju vedno navedena imena vseh soavtorjev, npr. (Toličič, Šebek, Pečjak in Zorman, 1957), pri morebitnih naslednjih citatih pa le ime prvega avtorja, za druge pa je dodano le "idr."; drugi citat bi se tako glasil (Toličič idr., 1957). Kadar je citirano delo napisalo šest avtorjev ali več, se v vsem prispevku navaja le ime prvega avtorja in doda "idr.". Kadar je citiranih več del istega avtorja, napisanih v istem letu, so letnicam dodane male črke po abecednem redu, npr. (Peršič, 1968a, 1968b). V seznamu literature na koncu prispevka so navedena po abecednem redu avtorjev (in brez zaporednih številk) vsa v besedilu citirana dela (in samo ta). Celoten seznam literature mora biti napisan v skladu z APA standardi citiranja. Pri navedbi vira so vedno izpisana imena vseh avtorjev prispevka, ne glede na to, koliko jih je. Navedki prispevkov v revijah morajo vsebovati priimek avtorjev, začetnice imena, leto izdaje, naslov prispevka, polno (neokrajšano) ime revije (v poševnem tisku), letnik (v poševnem tisku), če se v vsakem zvezku znotraj istega letnika število strani začne z 1, tudi številko zvezka (v oklepaju, stičnim z letnikom, v navadnem tisku), in navedbo strani, na katerih je natisnjen prispevek (pri tem uporabljamo pomišljaj -, ne vezaj -). Paziti je potrebno na ločila, ki ločijo posamezne enote navedka. Primer navedbe: Plomin, R. in Caspi, A. (1998). DNA and personality. European Journal of Personality, 12, 387-407. Navedba avtorske knjige vsebuje priimek avtorjev, začetnice imena, leto izdaje, naslov knjige (v poševnem tisku), kraj izdaje in založbo. Primer navedbe: Lazarus, R. S. (1991). Emotion and adaptation. Oxford: Oxford University Press. Navedba poglavja avtorja v knjigi z urednikom vsebuje priimek avtorjev, začetnice imena, leto izdaje, naslov poglavja v knjigi, začetnice imena ter priimek urednikov, označbo, da gre za urednike, naslov knjige (v poševnem tisku), strani, na katerih je natisnjeno poglavje, kraj izdaje in založbo. Primer navedbe: Schutz, R. W. in Gessaroli, M. E. (1993). Use, misuse and disuse of psychometrics in sport psychology research. V R. N. Singer, M. Murphey in L. K. Tennant (ur.), Handbook of research in sport psychology (str. 901-917). New York: Macmillan. Vsaka navedba prispevka, katerega naslov ni v angleščini, mora imeti v seznamu referenc v oglatem oklepaju (v enakem tisku kot naslov prispevka) dodan tudi angleški prevod naslova prispevka. Primera navedbe: Pogačnik, V. (1995). Pojmovanje inteligentnosti [Conceptions of intelligence]. Radovljica: Didakta. Tušak, M. (1998). Barvne preference, simbolika barv in osebnost [Colour preferences, colour symbolism and personality]. Psihološka obzorja, 7(4), 67-79. Oddajanje prispevkov Avtorji besedilo in druge dele prispevka pripravijo v elektronski obliki. Datoteke, ki naj bodo poimenovane s priimkom prvega avtorja in dodano specifično oznako (npr. novak-besedilo.doc; novak-tabeleslike.doc), avtorji pošljejo glavni in odgovorni urednici na elektronski naslov cveta.pucko@pef.uni-lj.si. Ob prvem pošiljanju prispevka avtorji pripravijo dodatno datoteko (npr. novak-kontaktnipodatki.doc) z osnovnimi podatki o prispevku in avtorjih: izpišejo naslov prispevka, ime in priimek avtorjev, strokovne nazive, ime inštitucije, v kateri so zaposleni (v slovenščini in angleščini), in natančen naslov tistega avtorja, s katerim bo uredništvo revije komuniciralo (tudi elektronski naslov, številko telefona in, če je možno, telefaksa ter URL naslov). Če bo potrebno (npr. v primeru, da prispevek vsebuje veliko simbolov, ki jih računalniki recenzentov ne bi ustrezno interpretirali, ali v primeru, da recenzenti želijo pregledovati natisnjeno obliko prispevka), bo urednica naknadno zaprosila še za natisnjeno obliko prispevka. Po končanem redakcijskem postopku in strokovnih recenzijah bo avtor prejel recenziji prispevka in kratko mnenje urednice glede sprejetja besedila v objavo. V primeru, da je prispevek sprejet v objavo, avtorji upoštevajo vse prejete pripombe, popravke in sugestije ter pripravijo končno verzijo prispevka. V končni verziji naj bo prva stran besedila takoj za naslovom prispevka dopolnjena še z imenom in priimkom avtorjev, imenom in krajem inštitucije, kontaktnimi podatki in morebitnimi dodatnimi informacijami o financerju študije, o tem, da je bil prispevek predstavljen na kakšnem od kongresov, ali zahvalo. Za angleškim naslovom naj bodo dodani imena in priimki avtorjev ter ime, kraj in država njihovih institucij v angleščini. Avtorji tudi končno verzijo prispevka oddajo glavni in odgovorni urednici v elektronski obliki. Če je potrebno, natisnejo en izvod prispevka in ga pošljejo na naslov urednice (v tem primeru bodo tipkopis in slike mesec dni po objavi uničeni, če avtorji ne bodo posebej pisno zahtevali vrnitve originalnih gradiv). Zaključne opombe Poslana končna verzija rokopisa pomeni tudi potrditev avtorjev, da prispevek v enaki ali podobni obliki ni bil objavljen v kateri drugi domači ali tuji publikaciji in da tudi v bodoče ne bo brez poprejšnjega soglasja izdajatelja Psiholoških obzorij. S spletnih strani http://psy.ff.uni-lj.si/iGuests/Obzorja/Avtorjem/avtorjem.html avtorji natisnejo, izpolnijo in podpišejo Obrazec za odstop avtorskih pravic ter ga po navadni pošti pošljejo urednici. Uredniški odbor, uredniški svet ter izdajatelj ne prevzemata odgovornosti za strokovna mnenja in trditve oziroma zaključke, ki so jih podali avtorji v posameznih prispevkih. Instructions for Authors Papers should be written either in Slovenian or English language (occasionally, the Scientific Board might also accept for publication papers in other languages). Scientific and technical papers should be written in economic, intelligible, clear and concise style. An empirical paper should report original research, presenting all the standard elements of scientific investigation (introduction, method — including participants, instruments and procedure - results, discussion, references). A theoretic paper is expected to examine in detail and critically analyse selected models and/or theories, and empirical data are described only if they are directly related to the theory. A review paper is expected to evaluate previously published work and it is typically composed of the following sections: problem definition, summary of previous research, explanation of subject matter inter-relations, contradictions, problems, and suggestions for further research. Meta-analytic study is a particular type of article, based on the established meta-analysis methodology, comparing different empirical investigations addressing a common problem. The manuscript must contain the English and Slovenian version of the title, keywords (about five, defining the contents) and abstract in up to 300 words (the authors that do not speak Slovene should ask the Editor for help). If the paper is written in some other world language, the title, keywords, and abstract must be provided in that language in addition to the English and Slovenian version. A typical empirical paper should be written in accordance with the following guidelines: 1. Introduction should not be too extensive, yet it should provide the necessary conceptual framework. 2. The problem should be clearly and consistently defined, following logically from the introduction. It should be of sufficient relevance and novelty, whereby the new dilemmas opened should be emphasised. 3. Research hypotheses and variables of interest should be concisely defined; the observation and measurement procedures should be precisely described. A short but accurate description of psychological instruments applied and of the methodology in general (research design, selection of participants) is mandatory. 4. Application of statistical techniques should be described in sufficient detail. The tables and figures may only contain essential information (if necessary, details can be presented separately in appendix). 5. Discussion and interpretation of the findings should refer to the established concepts and theories, regardless of whether they are supported by the findings or not. The Editorial and Scientific Board assume no responsibility for the expert opinions, claims, and conclusions stated by the authors in their papers. Technical Aspects of Manuscript Preparation The manuscripts should be prepared in accordance with the APA Publication Manual (Fifth Edition, 2001). Each manuscript, meeting the technical standards and falling within the aims and scope of the journal, will be subject to double-blind review by two reviewers. The manuscript must be typeset in a standard font (Times Roman, Arial, Helvetica, or Courier, 12 pt size), with left justification and double spacing. Titles and subtitles must be clearly indicated and pages must be numbered (no other header/footer information is allowed). The paragraphs must not be indented and they must be separated by a blank line. The paper should normally not exceed 32 standard pages (32 rows by 60 characters) in length. The main text, without author(s) name(s) and institution(s), should be saved in a .doc or .rtf file (e.g., in MS Word - if non-Windows software is used, the author must perform the necessary conversion to assure seamless operation on the Windows platform). Tables and figures should not be included in the text (but indicate their position). They should be added as separate files in a standard graphics format (EPS, JPG, PDF, PS, BMP, GIF, TIF etc.). Another separate file must be added containing the basic information on the paper - name(s) of the author(s), title(s), institution(s), title of the paper and exact address of the author the Editorial Board will contact for further correspondence (including telephone number, fax number, e-mail address, home page URL if possible etc.). The files should be named by the first author's surname and a short description of the file (e.g. socan-text.doc, socan-figure1.jpg, socan-about_authors.doc). All the files should be sent by e-mail to cveta.pucko@pef.uni-lj.si. On request, the printed version (three copies) of the manuscript should be sent to Editor-in-Chief. Each table and/or figure with the proper caption should be provided on a separate sheet. Provide figures in camera-ready format without excessively small details. The manuscript will be destroyed one month after publication unless the author submits a request in writing for the originals to be returned to her/him. After editorial consideration and review process a copy of the manuscript will be returned to the author together with the two reviews and editorial opinion on acceptability. In case the manuscript is accepted for publication, the author must take into account all the suggestions (including language and style changes) while preparing the final version. For all other aspects of the final version the instructions for the initial version apply, except that the authors' names and institutions should be added into the text and contact information should be added in a footnote. Additional information on funding and/or congress presentation and acknowledgements should be entered in a footnote, which will be attached to the paper's title. Submission of the final version implies author's declaration that the paper has not been published in any other Slovenian or foreign publication in its present (or similar) form. At the same time it implies author's consent that the paper or its parts can only be reproduced in any other publication by permission of the publisher of the Horizons of Psychology. The 'Consent to Publish & Transfer of Copyright' form available at http://psy.ff.uni-lj.si/iGuests/Obzorja/Instructions/instructions.html should be printed, signed and posted to Editor-in-Chief. For any additional correspondence please make use of e-mail.