Česká a slovenská psychiatrie

Časopis
Psychiatrické společnosti ČLS JEP
a Psychiatrickej spoločnosti SLS

původní práce / original article

• AKTUÁLNÍ ČÍSLO
• ARCHIV
• VYHLEDÁVÁNÍ
• PERIODIKUM
• REDAKČNÍ RADA
• PŘEDPLATNÉ
• INZERCE
• AKTUALIZOVANÉ
  POKYNY
  PRO AUTORY

• ISSN 1212-0383

• © Česká a Slovenská psychiatrie 2024
• © Galén 2024

• Úvodní strana
• Webmaster
• Provozovatel
  webu

MERANIE ŽIADÚCEHO ŠTÝLU ODPOVEDANIA SLOVENSKOU VERZIOU ŠKÁLY BIDR. VLASTNOSTI KONŠTRUKTU A OVERENIE SÚVISLOSTÍ S MORÁLNYM VYVIAZANÍM A ĎALŠÍMI PREMENNÝMI

MEASURING DESIRABLE RESPONDING WITH THE SLOVAK VERSION OF THE BIDR SCALE. CONSTRUCT ATTRIBUTES AND VERIFICATION OF THE RELATIONS WITH MORAL DISENGAGEMENT AND OTHER VARIABLES

---

ÚVOD

Štúdia sa zaoberá problematikou merania sociálnej žiadúcnosti (social desirability), ktorá je často diskutovaným zdrojom chýb a "nevalidity" vo výskumoch založených na dotazníkových zberoch dát. Seba-výpoveďové dotazníky sú pre mnohé disciplíny kľúčovým nástrojom pre zber údajov. Preto je miera, v  akej respondenti uvádzajú sociálne žiadúce odpovede (častejšie uvádzané pozitívne správanie a menej často negatívne), zároveň aj mierou, akou je ohrozená validita výskumu, ktorý takéto dáta využíva.¹

Osin² uvádza, že problém sociálnej žiadúcnosti sa týka predovšetkým pozitívnej psychológie, zoberajúcej sa fenoménmi, ktoré sú žiadúce/vhodné zo svojej podstaty. Patria sem pozitívne osobnostné vlastnosti, charakterové rysy a  pozitívne stavy, ako je napríklad subjektívna pohoda. Zdá sa byť logické očakávať, že aspoň časť osôb bude mať tendenciu nadhodnocovať u seba tieto vlastnosti, a to buď nevedome, s cieľom udržiavať si pozitívne vnímanie seba samého, alebo vedome aby produkovala lepší dojem na osobu administrátora. Obdobný efekt možno očakávať i v klinických štúdiách pri vytváraní lepšieho dojmu a popieraní negatívnych aspektov osobnosti a v pracovnej a organizačnej psychológii kde sociálne žiadúce odpovedanie môže byť problémom pri výberových pokračovaniach.

Pre minimalizovanie a kontrolu vplyvu sociálnej žiadúcnosti na odpovede v  dotazníkoch sa používajú rôzne koncipované meracie nástroje. Jedným z  najrozšírenejších a najčastejšie používanejších je Paulhusova škála BIDR (Balanced Inventory of Desirable Responding).^3,4 Teoretickým základom Paulhusovej škály je dvojkomponentový model sociálne žiadúceho odpovedania diferencujúci medzi seba-klamaním (self-deception; SDE) a vytváraním dobrého dojmu (impression management; IM).³ Sebaklamanie predstavuje vykresľovanie seba ako nositeľa nerealistických a vysoko sociálne hodnotených kognitívnych charakteristík, alebo dištancovanie od bežne uznávaných ľudských obmedzení.^5,6 Sebaklamanie je úprimný štýl odpovedania (respondent verí vlastnému pozitívnemu vyjadreniu) s tendenciou vylepšovať svoj sebaobraz.⁷ Vytváranie dobrého dojmu je na druhej strane vedomé predstieranie, preháňanie v  deklarovaní sociálne žiadúceho správania, ktoré je ale v bežnom živote nepravdepodobné.^5,6,8

Používanie škál sociálnej žiadúcnosti nadobúda význam predovšetkým vtedy, ak je potrebné dotazníkovou formou hodnotiť zjavne pozitívne alebo negatívne charakteristiky, ako neetické konanie alebo miery sebaúcty. Chung a Monroe9 experimentálne overili nárast hodnôt sociálnej desirability pri posudzovaní neetického konania v porovnaní s konaním hodnoteným ako menej eticky sporným. Ďalší autori^10,11 zaznamenali súvislosti medzi machiavellizmom a sociálnou žiadúcnosťou v obdobnom smere, vyjadrené zápornými korelačnými koeficientami. Naopak pozitívne súvislosti sociálnej žiadúcnosti boli zaznamenané so sebahodnotením, resp. sebaúctou¹² a so spokojnosťou so životom.²

Pri výskumoch zameraných na hodnotenie osobnostných vlastností a emocionálneho prežívania je frekventovane zaznamenaný nárast hodnôt pozitívneho afektívneho prežívania a želateľných charakteristík (resp. pokles negatívneho afektu a  negatívne hodnotených vlastností, ako je napr. neuroticizmus) súvisiacich s  vekom, ktorý je pripisovaný lepšej emocionálnej regulácii a vyzretosti u  starších osôb. Minimálne časť z týchto rozdielov však možno vysvetliť na základe zaznamenaných kladných korelácií hodnôt sociálnej žiadúcnosti s  vekom.¹³ Obdobný efekt možno zaznamenať pri rodových rozdieloch v prospech žien pri výskumoch zameraných na morálne usudzovanie, kde časť tohoto efektu možno vysvetliť zvýšenou tendenciou odpovedať sociálne žiadúcim spôsobom u  žien v porovnaní s mužmi.¹⁴ Pri dvojfaktorovm členení hodnôt sociálnej žiadúcnosti Bobbio a Manganelli¹⁵ uvádzajú existenciu vyššieho skóre SDE u  mužov a vyššieho skóre IM u žien zaznamenaný na jednej zo svojich výskumných vzoriek.

FAKTOROVÁ ŠTRUKTÚRA A SKÓROVANIE ŠKÁLY BIDR

V porovnaní s inými nástrojmi, ako je napríklad Marlowe-Crowne scale, ¹⁶ ktoré vychádzajú z jednodimenzionálneho poňatia sociálnej žiadúcnosti, je výhodou nástrojov, ako je BIDR, skutočnosť, že sú založené na viackomponentovom modeli rozlišujúcom seba-klamanie od iných foriem zavádzania.² Pre adaptáciu do slovenského jazykového prostredia bola využitá 6. verzia škály BIDR3 pozostávajúca zo 40 položiek, subškálu SDE tvorí prvých 20 položiek, IM zvyšných 20, pričom sa striedajú pozitívne a  reverzne formulované výroky - položky sú "vybalancované".¹⁷ BIDR využíva pomerne unikátnu formu skórovania, v porovnaní s inými nástrojmi s  dichotómnym odpoveďovým formátom (pravda/nepravda), na položky škály BIDR odpovedajú respondenti na 7-bodovej škále (1 - nie je pravda; 7 - úplne pravda). Následne je možné odpovede previesť na dichotómnu škálu (Paulhus3,18 autorizoval obe metódy vyhodnotenia) - extrémne hodnoty 6 a 7 sú kódované ako 11, z. indikátory sociálne žiadúceho odpovedania, ostatné ako 0. Gignac8 uvádza porovnanie kontinuálnej aj dichotómnej formy s priaznivejšími výsledkami konfirmačných faktorových analýz (CFA) pre dichotómne skórovanie. Paulhus a Reid¹⁹ vytvorili aj 3-faktorový model rozdeľujúci seba-klamanie do dvoch subdomén: seba-klamania v zmysle "sebavylepšovania" (SD enhancement) a "sebapoprenia" (SD denial), ktoré oddelili pozitívne formulované položky subškály SDE od negatívne formulovaných.

Čo sa týka hodnôt reliability metodiky BIDR, Li a Bagger⁴ uskutočnili metaanalýzu rôznych verzií a jazykových mutácií nástroja za účelom generalizácie spoľahlivosti merania. Boli analyzované hodnoty Cronbachovej a  zo 110 štúdií, pričom všeobecným záverom autorov bola adekvátna reliabilita celkového skóre (priemerne 0,80), a nižšie hodnoty reliability pre škálu IM (priemerne 0,74). V prípade škály SDE bola viac ako polovica hodnotených koeficientov a pod hranicou 0,70.

Kvôli relatívne väčšiemu rozsahu metodiky bolo realizovaných viacero pokusov o  ekonomicky úspornejšie zisťovanie hodnôt sociálnej žiadúcnosti pri zachovaní priaznivých vlastností merania. Hartová et al.¹ zostavili skrátenú 16-položkovú verziu metodiky (patria sem položky 4, 5, 10, 11, 12, 15, 17, 18, 21, 22, 23, 25, 27, 28, 36 a 40 z pôvodnej verzie), ktorá umožňuje samostatné vyhodnotenie 8-položkových subškál SDE a IM s adekvátnymi hodnotami ich vnútornej konzistencie.

Cieľom nášho výskumu bolo overenie faktorovej štruktúry a psychometrických vlastností slovenskej verzie metodiky BIDR, sekundárnym cieľom bolo overenie vlastností skrátenej 16-položkovej verzie škály BIDR a porovnanie rôznych spôsobov skórovania metodiky.

SÚBOR A METODIKA

Výskumný súbor pozostával zo 499 osôb zo Slovenska vo veku 18-60 rokov a bol zostavený na základe reprezentatívnych kvót pre pohlavie, vekovú kategóriu a  región. Výskumu sa zúčastnilo 250 mužov a 249 žien s priemerným vekom 39,6 r. a odchýlkou 11,5 r.

Nástroje merania

Slovenský preklad škály žiadúceho spôsobu odpovedania (Balanced Inventory of Desirable Responding; BIDR)

Dotazník BIDR (6. verzia)³ bol so súhlasom autora preložený z originálu v  anglickom jazyku, realizovali sme spätný preklad a v prípade problematických položiek sme pri hľadaní vhodného prekladu konfrontovali znenie položiek s  českou verziou škály.⁷ Opis dotazníka, jeho faktorová štruktúra a skórovanie sú uvedené vyššie. Vzhľadom k frekventovanému využívaniu tejto škály sú hodnoty reliability a validity známe a overené na rôznych vzorkách i v rôznych výskumných situáciách. Autor metodiky^3,6 uvádza priaznivé hodnoty vnútornej konzistencie jednotlivých subškál (hodnota koeficientu a pre SDE v rozpätí 0,68 až 0,80; pre subškálu IM v rozpätí od 0,75 do 0,86), test-retestová reliabilita pôvodnej verzie nástroja pri opakovanej administrácii po 5-týždňovom intervale nadobudla pre subškály SDE a IM hodnoty 0,69 a 0,65. Autori jazykovo najbližšieho českého prekladu BIDR uvádzajú pre subškály SDE a  IM hodnoty reliability a = 0,70 a 0,80.7 Vhodnosť slovenského prekladu sme overovali v pred-výskume na vzorke 116 respondentov regrutovaných cez sociálne siete, pričom sme zaznamenali postačujúce hodnoty reliability celkového skóre BIDR i subškál SDE a IM (a od 0,66 do 0,77) pri kontinuálnom skórovaní.

Dotazník morálneho vyviazania
(Propensity to Morally Disengage Scale; PMDS)²⁰

Morálne vyviazanie predstavuje tendenciu jedinca k navodeniu kognícií, ktoré pomáhajú reštrukturalizovať či prerámcovať vlastné konanie tak, aby sa javilo byť menej škodlivým, aby napomohlo minimalizovať vlastnú zodpovednosť za konanie, resp. za ublíženie iným. Je to schopnosť racionalizovať vlastné nemorálne konanie tak, aby sa redukovali negatívne pocity, ku ktorým by v  súvislosti s takýmto konaním mohlo dôjsť.^21,20 Cieľom autorov škály bolo vytvoriť unidimenzionálnu mieru všeobecnej tendencie k morálnemu vyviazaniu. Vytvára ju 8 individuálnych mechanizmov morálneho vyviazania, ktoré reprezentujú rozličné aspekty konštruktu (morálne ospravedlňovanie, eufemistické nálepkovanie, výhodné porovnávanie, presunutie zodpovednosti, rozptyľovanie zodpovednosti, prekrúcanie následkov, dehumanizácia, prisudzovanie viny). Škála posudzuje všeobecnú tendenciu k vyviazaniu, nie správanie v špecifických kontextoch, ktoré nemusí byť relevantné pre všetky osoby. Obsahuje 24 položiek (pre každý aspekt po 3 položky), reliabilita jednotlivých aspektov konštruktu na našej vzorke sa pohybovala v rozmedzí od 0, 76 do 0,84, reliabilita celkového skóre morálneho vyviazania bola 0,95.

Škála spokojnosti so životom
(Satisfaction with Life Scale; SWLS)²²

SWLS predstavuje jednu z najpoužívanejších viacpoložkových škál na zisťovanie celkovej spokojnosti so životom, pozostáva z 4 položiek s reliabilitou a = 0, 88.

Rosenbergova škála sebahodnotenia (Rosenberg Self-Esteem Scale; RSS)²³

RSS je 10-položkovou škálou predstavujúcou zlatý štandard pri meraní globálneho sebahodnotenia (a = 0,83).

Štatistické spracovanie údajov

K analýzam bol použitý štatistický softvér SPSS a Jamovi (R-kód). Zhodu predpokladanej faktorovej štruktúry s dátami sme overovali konfirmačnou faktorovou analýzou (CFA) s využitím polychorických korelácií (WLSMVS model) kvôli ordinálnemu, resp. dichotómnemu odpoveďovému formátu položiek. Porovnávali sme adekvátnosť faktorovej štruktúry pri kontinuálnom a  dichotómnom skórovaní pre plnú i skrátenú 16-položkovú verziu metodiky. Za adekvátny ukazovateľ zhody údajov s testovaným modelom sme považovali indikátory CFI > 0,95; RMSEA < 0,05. Najčastejšie posudzovaný parameter CFA - nesignifikantný χ2 - bol vzhľadom k velkosti vzorky prísny, využili sme indikátor χ2/df < 3. Pre hodnotenie vnútornej konzistencie škál sme okrem Cronbachovej a použili aj ordinálny koeficient u> s vyššie uvedeným zdôvodnením vychádzajúcim z odpovedbvého formátu položiek; za priaznivé boli považované hodnoty > 0,8, za postačujúce > 0,7.²⁴ Pre posúdenie validity metodiky boli zisťované vzťahy s premennými vystihujúcimi typicky negatívne a  pozitívne hodnotené charakteristiky osoby - morálne vyviazanie ako eticky problematická negatívna vlastnosť, sebaúcta a spokojnosť so životom ako pozitívne hodnotené charakteristiky. Za priaznivý výsledok sme považovali signifikantné záporné korelácie s morálnym vyviazaním a signifikantné kladné korelácie so sebaúctou a spokojnosťou. T-testom pre nezávislé výbery sme overovali predpokladané rodové rozdiely v prospech žien; zároveň sme očakávali kladné korelácie hodnôt BIDR s vekom.

VÝSLEDKY

Faktorová štruktúra metodiky

Využitím CFA sme testovali zhodu s dátami pre 40-položkový dvojfaktorový model, trojfaktorový model a model skrátenej 16-položkovej verzie metodiky. Separátne sme hodnotili modely s kontinuálnym i dichotomickým skórovaním (tab. 1).

Pre všetky testované modely bol χ² signifikantný čo bolo vzhľadom k velkosti vzorky očakávané. Ostatné ukazovatele zhody modelu s dátami boli pre prvé tri modely kontinuálneho skórovania metodiky nepriaznivé (CFI < 0,95; RMSEA > 0,05; χ²/df > 3). Ďalšie tri modely predstavujú dichotómne skórovanie položiek, pre všetky modely bola zaznamenaná dobrá zhoda s dátami (CFI > 0,95; RMSEA < 0,05; χ²/df < 2). Relatívne najlepšie ukazovatele zhody zaznamenal trojfaktorový model, porovnateľne skórovali 2-faktorové modely metodiky v plnej i skrátenej verzii. Vzhľadom k dobrým výsledkom CFA sme pri ďalších výpočtoch uprednostnili dvojfaktorový model, ktorý je obvyklý pri vyhodnocovaní škály BIDR.

Reliabilita

V tab. 2 sú uvedené hodnoty vnútornej konzistencie BIDR v plnej i skrátenej verzii pre obe formy skórovania položiek. V prípade kontinuálneho skórovania plnej verzie BIDR boli zaznamenané adekvátne hodnoty (> 0,8) pri celkovom skóre a subškále IM, nie však pri subškále SDE. Pri skrátenej verzii BIDR 16 presiahlo použiteľnú hodnotu (0,7) len celkové skóre škály. Lepšie ukazovatele reliability boli zaznamenané pri dichotómnom skórovaní metodiky, celkové skóre i obe subškály BIDR presiahli hodnoty 0,8.

V prípade skrátenej formy BIDR 16 sa zlatému štandardu blížila hodnota reliability celkového skóre škály (0,79). Pri všetkých verziách skórovania dosiahla lepšie hodnoty reliability škála IM oproti SDE.

Vlastnosti škály BIDR

V tab. 3 sú uvedené popisné štatistiky použitých premenných. Priaznivé hodnoty zošikmenia škál umožnili využitie parametrických štatistík (Pearsonov korelačný koeficient, t-test pre nezávislé výbery).

Očakávali sme opačnú polaritu korelačných koeficientov sociálnej žiadúcnosti s  premennými vystihujúcimi typicky negatívne a pozitívne hodnotené charakteristiky - morálnym vyviazaním verzus sebaúctou a spokojnosťou so životom. Zaznamenané výsledky boli v zhode s predpokladmi. Kladne korelovali všetky ukazovatele sociálnej žiadúcnosti (plná i skrátená verzia škály včítane ich subškál) so sebaúctou i spokojnosťou so životom. Korelácie so sebaúctou boli prekvapivo vysoké, nad 0,5 pre celkové skóre a nad 0,6 pre subškálu SDE. Opačný "vzorec" vzťahov bol zaznamenaný pre morálne vyviazanie a jeho jednotlivé subškály. Všetky korelačné koeficienty boli záporné, hrubé skóre BIDR korelovalo s celkovým skóre škály morálneho vyviazania na úrovni -0,38**, najsilnejšie korelácie boli zaznamenané so subškálami rozptyľovanie zodpovednosti a prekrúcanie následkov (-0,41** resp. -0,42**). S morálnym vyviazaním a jeho subškálami tesnejšie súvisela subškála IM v porovnaní s SDE.

Zo sociodemografických charakteristík bol vyhodnocovaný rod a vek respondentov. Nízke ale štatisticky významné kladné korelácie boli medzi vekom a všetkými ukazovateľmi sociálnej žiadúcnosti. Rozdiely medzi mužmi a ženami neboli štatisticky významné s výnimkou subškály IM, kde bolo skóre vyššie u  žien (M = 6,13) v porovnaní s mužmi (M = 5,10).

DISKUSIA A ZÁVER

Všeobecným cieľom realizovanej štúdie bolo overiť možnosti použitia a  vlastnosti škály sociálnej žiadúcnosti BIDR v slovenských podmienkach, kde doposiaľ táto metodika nie je adaptovaná. Vzhľadom k bohatým možnostiam využitia a vhodnosti využívania škál sociálnej žiadúcnosti pri dotazníkových zberoch dát sa javí ponúknutie takejto miery s overenými psychometrickými parametrami pre používanie v slovenskom jazykovom kontexte ako zmysluplné.

V prvom kroku sme konfirmatórnymi postupmi overovali faktorovú štruktúru metodiky, pričom sme porovnávali tri modely s dvoma spôsobmi skórovania metodiky: dvoj- a trojfaktorový model škály so 40 položkami a jej skrátenú dvojfaktorovú verziu s 16 položkami. U každého z modelov bolo vypočítané skóre pre kontinuálnu a dichotómnu odpoveďovú škálu. Ukazovatele zhody faktorových modelov s dátami poukázali na vhodnosť dichotómneho skórovania metodiky pre všetky tri testované modely nie však pri kontinuálnom skórovaní. Tento výsledok je v zhode so zisteniami Gignaca,⁸ ktorý podobne zaznamenal jednoznačnú podporu pre modely s dichotómnym skórovaním BIDR. Vzhľadom k  dobrej zhode dvoj- i troj-faktorového modelu s dátami sme pri ďalších výpočtoch zvolili jednoduchšiu, častejšie využívanú a lepšie interpretovateľnú dvojfaktorovú verziu metodiky. Táto umožňuje využívať celkové skóre metodiky a tiež diferencovať medzi sebaklamaním a vytváraním dobrého dojmu v subškálach SDE a IM. Vyhodnocovali sme aj skrátenú verziu metodiky kvôli jej potenciálu z hľadiska časovej úspornosti pri administrácii. Hodnoty reliability celkového skóre a subškál metodiky zodpovedali zisteniam iných autorov4 v zmysle vyšších hodnôt subškály IM oproti SDE a celkovo priaznivých hodnôt reliability metodiky v jej plnej i skrátenej verzii. Pri 40-položkovej verzii je však potrebné brať do úvahy to, že ukazovatele vnútornej konzistencie sú nadhodnotené vzhľadom k väčšiemu počtu položiek. K  ďalšiemu použitiu možno odporučiť okrem plnej verzie metodiky i celkové skóre skrátenej verzie a s istou mierou opatrnosti i skóre diferencované do 8-položkových subškál. Potenciál kratšej verzie tkvie najmä v jej časovej úspornosti a vhodnosti zaradzovania do väčších testových batérií, kde nie je pozornosť výskumníkov či praktikov v psychodiagnostike zameraná na sociálnu žiadúcnosť ako takú, ale bude vystupovať pri vyhodnocovaní ako kovariát ďalších premenných.

Pre podporu validity slovenskej verzie BIDR sme zhromažďovali dôkazy týkajúce sa vlastností konštruktu. Zaznamenali sme pomerne jednoznačný vzorec vlastností metodiky v zmysle pozitívnych korelácií BIDR s všeobecne pozitívnymi charakteristikami (sebaúcta, spokojnosť so životom) a negatívne korelácie s negatívnymi eticky spornými spôsobmi uvažovania (morálne vyviazanie). Zaujímavým zistením je i väčšia citlivosť (vyššie hodnoty korelačných koeficientov) subškály vytvárania dobrého dojmu IM na negatívne charakteristiky morálneho vyviazania, a naopak sebaklamania SDE na pozitívne charakteristiky. To okrem potvrdenia vlastností konštruktu, ako sú uvedené u  iných autorov,^2,9,12 naznačuje možnosti využitia jednotlivých subškál BIDR v  rôznych kontextoch podľa toho, či sa jedná o nadhodnocovanie pozitívnych vlastností, alebo popieranie negatívnych. S teóriou¹³ sú konzistentné zistenia o kladnej korelácii hodnôt sociálnej žiadúcnosti s vekom, rodové diferencie boli potvrdené len pri vytváraní dobrého dojmu s vyššími hodnotami u žien. Napriek tomu, na základe zistení iných autorov,^14,15 je vhodné metodiku BIDR používať i pri testovaní rodových rozdielov, aby sa eliminovala časť variability údajov, ktorú môžu spôsobiť rozdielne tendencie k sociálne žiadúcim odpovediam u mužov a u žien.

Z hľadiska limitov tohto výskumu je potrebné konštatovať, že sa jedná o prvé použitie slovenského prekladu metodiky BIDR a sú s ním spojené obmedzenia typické pre iniciálne štádiá zavádzania nových či modifikovaných meracích nástrojov. Priaznivé výsledky hodnotenia psychometrických vlastností metodiky vyžadujú podporu v ďalších výskumoch na odlišných vzorkách.

Záverom možno konštatovať, že slovenská verzia škály na hodnotenie sociálne žiadúceho spôsobu odpovedania BIDR je reliabilnou mierou uvedenej charakteristiky, má obdobné vlastnosti merania ako pôvodná či iné jazykové mutácie nástroja a možno ju považovať za vhodnú mieru pre použitie v  sociálno-vednom výskume i v psychodiagnostike. Zaznamenali sme dobré hodnoty reliability metodiky a niekolko dôkazov podporujúcich jej validitu. Vzhľadom k  vlastnostiam merania možno pre ďalšie použitie odporučiť dichotómne skórovanie odpovedí, ako vhodné sa javí využitie plnej verzie metodiky s 2-faktorovým alebo 3-faktorovým skórovaním, použiteľnou alternatívnou dlhšej verzie škály je aj jej skrátená 16-položková verzia. Škála BIDR ako indikátor skreslených odpovedí v osobnostných dotazníkoch môže byť využívaná pri väčších testových batériách a ako pomôcka pri interpretácii testových skóre, najmä ak sa jedná o  zisťovanie všeobecne pozitívnych či negatívnych charakteristík dotazníkovou formou.

LITERATÚRA

• 1. Hart CM, Ritchie TD, Hepper EG, Gebauer JE. The Balanced Inventory of Desirable Responding Short Form (BIDR-16). SAGE Open 2015; 5 (4): 1-9.
• 2. Osin EN. Social Desirability in Positive Psychology: Bias or Desirable Sociality? In: Freire T (ed). Understanding Positive Life. Research and Practice on Positive Psychology. Lisabon: Climepsi Editores; 2009: 421-442.
• 3. Paulhus DL. Two-component models of socially desirable responding. J Pers Soc Psychol 1984; 46: 598-609.
• 4. Li A, Bagger J. The Balanced Inventory of Desirable Responding (BIDR): A  Reliability Generalization Study. Educ Psychol Meas 2007; 67: 525-544.
• 5. Paulhus DL. Interpersonal and Intrapsychic Adaptiveness of Trait Self-Enhancement: A Mixed Blessing? J Pers Soc Psychol 1998; 74 (5): 1197-1208.
• 6. Paulhus DL. Measurement and Control of Response Bias. In: Robinson JP, Shaver PR, Wrightsman LS (eds). Measures of personality and social psychological attitudes. San Diego CA: Academic Press 1991: 17-59.
• 7. Preiss M, Mačudová G. Dotazník žádoucího stylu odpovídání (BIDR-CZ). Psychiatrie 2013; 17: 59-64.
• 8. Gignac GE. Modeling the Balanced Inventory of Desirable Responding: Evidence in Favor of a Revised Model of Socially Desirable Responding. J Pers Assess 2013; 95 (6): 645-656.
• 9. Chung J, Monroe GS. Exploring Social Desirability Bias. J Bus Ethics 2003; 44 (4): 291-302.
• 10. Fehr B, Samsom D, Paulhus DL. The Construct of Machiavellianism: Twenty years Later. Adv Pers Assess 1992; 9: 77-116.
• 11. Christie R, Geis FL. Studies in Machiavellianism. New York: Academic Press 1970: 415.
• 12. Mesmer-Magnus J, Viswesvaran C, Deshpande S, Joseph J. Social desirability: the role of over-claiming, self-esteem, and emotional intelligence. Psychol Sci 2006; 48: 336-356.
• 13. Soubelet A, Salthouse TA. Influence of social desirability on age differences in self-reports of mood and personality. J Pers 2011; 79 (4): 741-762.
• 14. Dalton D, Ortegren M. Gender Differences in Ethics Research: The Importance of Controlling for the Social Desirability Response Bias. J Bus Ethics 2011; 103: 73-93.
• 15. Bobbio A, Manganelli AM. Measuring social desirability responding. A short version of Paulhus´ BIDR 6. Test Psy chom Methodol Appl Psychol 2011; 18 (2): 117-135.
• 16. Crowne DP, Marlowe D. The Approval Motive. New York: John Wiley & Sons 1964: 233.
• 17. Revzina L. Investigating Social-desirability Bias in Self-reporting on Motivational Attitudes by Adult Students [dissertation]. Ann Arbor: University of San Francisco 2008: 100.
• 18. Stober J, Dette DE, Musch J. Comparing continuous and dichotomous scoring of the Balanced Inventory of Desirable Responding. J Pers Assess 2002; 78: 370-389.
• 19. Paulhus DL, Reid DB. Enhancement and denial in socially desirable responding. J Pers Soc Psychol 1991; 60: 307-317.
• 20. Moore C, Detert JR, Klebe Trevifio L, Baker VL, Mayer DM. Why employees do bad things: moral disengagement and unethical organizational behavior. Pers Psychol 2012; 65: 1-48.
• 21. Moore C. Moral disengagement in processes of organizational corruption. J Bus Ethics 2008; 80: 129-139.
• 22. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. The Satisfaction With Life Scale. J Pers Assess 1985; 49 (1): 71-75.
• 23. Rosenberg M. Society and the adolescent self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press 1965: 326.
• 24. EFPA. Review model for the description and evaluation of psychological and educational tests. Brusel: European Federation of Psychologists Associations 2013: 72. Dostupné na www.efpa.eu.

---

Celá stať v dokumentu PDF

Čes a slov Psychiatr 2019;115(2): 59 -66

Zpět