UNIVERZITET ZA POSLOVNI INŽENJERING I MENADŽMENT …sinisasubotic.com/wp-content/uploads/2018/03/... · primjeri funkcije instrumentalna agresija (promišljena agresija, koja služi

UNIVERZITET ZA POSLOVNI INŽENJERING I MENADŽMENT BANJA LUKA

FILOZOFSKI FAKULTET

Diplomski rad

PSIHOMETRIJSKA EVALUACIJA BODH UPITNIKA AGRESIVNOSTI NA

SREDNJOŠKOLSKOM UZORKU

Mentor: doc. dr Siniša Subotić

BANJA LUKA, MART 2016. Nikolina Anđelić

“Pod moralnom i krivičnom odgovornošću izjavljujem da sam ja autor ovog

rada, te sam upoznat/a da sam, ako se utvrdi da je rad plagijat, odgovoran/na

za štetu pričinjenu Univerzitetu za poslovni inženjering i menadžment, kao i

autoru originalnog rada.”

Sadržaj

Psihometrijska evaluacija BODH upitnika agresivnosti na srednjoškolskom uzorku ............... 1

Uvod ........................................................................................................................................... 2

Metod ......................................................................................................................................... 4

Uzorak i postupak ................................................................................................................... 4

Instrumenti .............................................................................................................................. 4

Rezultati ..................................................................................................................................... 6

Faktorska struktura BODH upitnika ....................................................................................... 6

IRT analiza BODH upitnika ................................................................................................... 8

Relacije dimenzija upitnika BODH s depresivnošću i HEXACO osobinama ličnosti ........... 9

Inkrementalna prediktivna validnost BODH dimenzija za zadovoljstvo školom ................ 10

Diskusija ................................................................................................................................... 12

Reference .................................................................................................................................. 15

Prilog A .................................................................................................................................... 19

Psychometric evaluation of BODH/AVDH aggressiveness questionnaire on a high school

sample ....................................................................................................................................... 20

Anđelić – Upitnik BODH na srednjoškolskom uzorku

1

Psihometrijska evaluacija BODH upitnika agresivnosti na srednjoškolskom uzorku

Nikolina Anđelić1

Rad predstavlja psihometrijsku provjeru novog multidimenzionalnog upitnika agresivnosti –

BODH na školskom uzorku. Istraživanje je sprovedeno na uzorku od 490 učenika trećeg i

četvrtog razreda srednje škole (55.3% djevojaka), prosječnog uzrasta od 17.48 (SD=0.56)

godina. Konfirmativna faktorska analiza pokazala je da najbolji fit ima bifaktorski model, s

pretpostavljenim generalnim faktorom agresivnosti i domen specifičnim faktorima bijesa,

osvetoljubivosti, dominacije i hostilnosti, premda je sadržinsko značenje specifičnih faktora

bilo nešto drugačije u odnosu na sadržaj polaznih supskala. Iako fit ovog modela nije bio

odličan (χ2(207)=810.36, p<.001; CFI=.919, NNFI/TLI=.901, RMSEA=.077, 90% CI [.072,

.083], pclose_fit<.001), IRT analiza ukazala je na dobru informativnost upitnika u cjelini, uz

uglavnom optimalnu diskriminativnost stavki. BODH faktori iz bifaktorskog modela pokazali

su značajnu inkrementalnu prediktivnu validnost za zadovoljstvo školom, povrh pola, školskog

uspjeha, osobina ličnosti i depresivnosti. Ovo ukazuje na zaključak da uprkos tome što fit

BODH upitnika može biti bolji, njegov sadržaj je od potencijalno velike koristi u razumijevanju

školski relevantnih varijabli. Ipak, bilo bi poželjno izvršiti reviziju upitnika, kojom bi se on

proširio ajtemima koji su naglašenije karakteristični za ispoljavanje agresivnosti među

adolescentima i u školi.

Ključne riječi: BODH upitnik, agresivnost, zadovoljstvo školom, konfirmativna bifaktorska

analiza, IRT analiza za polihotomne ajteme

1Prvi ciklus studija psihologije; email adresa: [email protected]

mailto:[email protected]


2

Uvod

Razumijevanje ljudske agresivnosti ima očiglednu teorijsku i aplikativnu vrijednost.

Međutim, izučavanje agresivnosti otežano je činjenicom da je riječ o izrazito heterogenom i

složenom fenomenu. Agresija se može ispoljavati na brojne načine: u vidu fizičke ili verbalne,

direktne ili indirektne, aktivne ili pasivne, manifestne ili latentne (Dinić, Mitrović, &

Smederevac, 2014)... U pokušaju sistematizacije, mnogi autori prave razliku između forme

(način ispoljavanja) i funkcije (motivacija za ispoljavanje) agresije (Little, Jones, Henrich, &

Hawley, 2003; Polman, de Castro, Koops, van Boxtel, & Merk, 2007; Prinstein & Cillessen,

2003). Primjeri forme bile bi direktna agresija (verbalna i fizička ponašanja s namjerom da se

neko povrijedi) i relaciona agresija (usmjerena na narušavanje nečijih socijalnih relacija), a

primjeri funkcije instrumentalna agresija (promišljena agresija, koja služi ostvarenju nekakvog

cilja, poput sticanja materijalnih dobara) i reaktivna agresija (javlja se kao odgovor, često

impulsivni, na stvarnu ili imaginarnu provokaciju) (Little et al., 2003). Međutim, pošto se

agresivnost može manifestovati u širokom repertoaru ljudskog ponašanja, to otežava odabir

prikladnih indikatora za mjerenje i dodatno komplikuje klasifikaciju i mjerenje (Dinić et al.,

2014). Ovi problemi vidljivi su i iz primjera tretmana agresivnosti u različitim modelima i

upitnicima ličnosti.

U Eysenckovom PEN modelu ličnosti, agresivnost predstavlja jedan od ključnih aspekata

šire dimenzije psihoticizma (Eysenck, 1998; Taub, 1998). U Zuckermanovom alternativnom

petofaktorskom modelu (Zuckerman, 2002, 2005) agresivnost se izdvaja kao posebna

dimenzija. U okviru Grayove revidirane teorije osetljivosti na potkrepljenje (Corr, 2016; Gray

& McNaughton, 2000; Smederevac, Mitrović, Čolović, & Nikolašević, 2014), agresivnost je

dio BBB(borba/bježanje/blokada) sistema, koji je zadužen za reakcije na opasnost.

U okviru psiholeksičke paradigme izučavanja ličnosti, agresivnost se ne izdvaja kao

zasebna dimenzija, već se uglavnom inkorporira i povezuje sa negativnim polom dimenzije

prijatnost (Aluja, Garcı́a, & Garcı́a, 2002), iako postoje neslaganja između različitih modela.

Tako se npr. neki indikatori bijesa smiještaju u okviru neuroticizma u modelu Velikih pet

(Goldberg, 1990, 1992, 1993), dok se u modelu HEXACO (Ashton et al., 2004; Lee & Ashton,

2004) indikatori bijesa nalaze u okviru prijatnosti, u koju su smješteni i neki aspekti proračunate

agresivnosti, premda su oni u najvećoj mjeri obuhvaćeni negativnim polom dimenzije poštenje-

skromnost (Lee & Ashton, 2012; Ashton, Lee, & de Vries, 2014). U okviru Petofaktorskog

modela (koji se nadovezuje na psiholeksičke studije, premda nije njihov direktan produkt) i

NEO-PI-R inventara, bijes i tzv. neurotska hostilnost smješeni su u okviru neuroticizma, dok


3

se proračunata, antagonistička hostilnost smiješta na negativni pol prijatnosti (Costa & McCrae,

1992; Costa, McCrae, & Dembroski, 1989).

Zbog ovakve nedosljednosti u operacionalizacijama, postojali su pokušaji da se kreira

obuhvatni instrument agresivnosti, od kojih je najpoznatiji upitnik agresije (AQ) (Buss & Perry,

1992), koji mjeri fizičku i verbalnu agresivnost, kao manifestne forme, te bijes i hostilnost, kao

latentne forme agresivnosti. Ovaj upitnik najprikladniji je za mjerenje agresivnosti kod

ispitanika sa izraženijom crtom, uz napomenu da sadrži nekoliko psihometrijski problematičnih

stavki (Dinić & Janičić, 2012). Nedavno je, na osnovu rezultata zajedničke analize većine

relevantnih skala za procjenu agresivnosti/prijatnosti, kreiran novi upitnik agresivnosti –

BODH (Dinić et al., 2014), koji pokriva sve relevantne aspekte agresivnosti obuhvaćene

zajedničkim prostorom mjerenja postojećih instrumenata. Iako inicijalni rezultati ukazuju na

potencijal za njegovu vrlo široku primjenu, potrebno je izvršiti dodatne validacije i adaptacije

na raznovrsnim uzorcima. Ovo istraživanje predstavlja jednu takvu validaciju, s fokusom na

srednjoškolski uzrast i školski kontekst.

Odabir srednje škole kao referentnog okvira za validaciju BODH upitnika agresivnosti

(Dinić et al., 2014) motivisan je činjenicom da period adolescencije, naročito u starije školsko

doba, odlikuju snažne razvojne krize i turbulencije, koje kao ishod mogu imati ispoljavanje

različitih manifestacija agresije (Potirniche & Enache, 2014). Nadalje, nalazi pokazuju da

školski faktori, uključujući norme ponašanja i klimu, kao i učenički individualni doživljaji ovih

faktora, predstavljaju važne karakteristike koje su u vezi sa različitim vrstama agresivnosti

(Elsaesser, Gorman-Smith, & Henry, 2013); tim prije što su pojedini autori ukazali na činjenicu

da sama koncepcija aktuelne kompulzivne obrazovne paradigme počiva na nekim nasilnim

osnovama i mehanizmima prisile i može da pogoduje javljanju i održavanju kulture nasilja

(Gray, 2013; Knežević & Subotić, 2015; Subotić, 2014). Međutim, istraživanja agresivnosti u

školskom kontekstu tipično su fokusirana na probleme vršnjačkog nasilništva (eng. bullying)

(Salmivalli, 2010), internalizacije (najčešće depresivnosti) (Dutton & Karakanta, 2013; Lee,

Rice, Callan, Brame, & Lee, 2015; Park, Choi, & Lim, 2014) i sl., dok su izučavanja

agresivnosti u kontekstu drugih, pedagoški relevantih varijabli (npr. zadovoljstvo školom,

školsko postignuće itd.), uglavnom zanemarena. U tom smislu, cilj ovog istraživanja je dvojak.

Prvo, podrazumijeva formalnu psihometrijsku validaciju BODH upitnika agresivnosti na

srednjoškolskom uzrastu. Drugo, predstavlja pokušaj da se ukaže na to da konstrukt

agresivnosti i sam upitnik BODH (Dinić et al., 2014) mogu biti od koristi i za razumijevanje

drugih manifestacija, koje se tipično ne dovode u vezu s agresivnošću. Konkretno,

ilustrovaćemo kako je, uz pomoć konstrukta agresivnosti, moguće ostvariti značajan doprinost


4

u razumijevanju zadovoljstva školom, kao generalno i neopravdano zanemarenog istraživačkog

problema školske psihologije (Slavnić & Zečević, 2015).

Metod

Uzorak i postupak

Uzorak je sačinjavalo 490 učenika (55.3% djevojaka) iz trećeg (48.4%) i četvrtog (51.6%)

razreda srednje škole. Obuhvaćeno je sedam srednjoškolskih smjerova (najviše jebilo učenika

gimnazije – 34.1%) iz škola hercegovačke regije Bosne i Hercegovine. Prosječan uzrast iznosio

je 17.48 (SD=0.56) godina. Prosječan školski uspjeh učenika na kraju prethodne školske godine

iznosio je 3.77 (SD=0.79) od maksimalnih 5. Učenici su ispunjavali upitničku bateriju u okviru

redovnog školskog časa, početkom decembra 2015. godine.

Instrumenti

BODH (Dinić et al., 2014). Ovaj upitnik ima 23 ajtema petostepenog Likertovog formata

odgovora (od 1=uopšte se ne slažem do 5=sasvim se slažem) i obuhvata sljedeće četiri

dimenzije agresivnosti: bijes (pet ajtema), osvetoljubivost (šest ajtema), dominacija (sedam

ajtema) i hostilnost (pet ajtema). Ajtemi upitnika formulisani su tako da predstavljaju obuhvatan

presjek najvažnijih aspekata agresivnosti identifikovanih unutar zajedničkog prostora mjerenja

postojećih upitničkih operacionalizacija. Inicijalna validacija na uzorku mlađih odraslih osoba

sa teritorije Srbije pokazuje adekvatan fit latentne strukture, dobre karakteristike stavki na

osnovu IRT analize i dobru konvergentnu i divergentnu validnost (Dinić et al., 2014).

HEXACO-PI-R-60 (Ashton & Lee, 2009). Upitnik mjeri šest dimenzija ličnosti iz

HEXACO psiholeksičkog modela (Ashton et al., 2004; Lee & Ashton, 2004). Te dimenzije su:

poštenje-skormnost, emocionalost, ekstraverzija, prijatnost, savjesnost i otvorenost ka iskustvu.

Odgovori na stavke dati su na petostepenoj Likertovoj skali (od 1=potpuno netačno, do

5=potpuno tačno). Korištena je kratka, 60-ajtemska verzija upitnika.

PHQ-9 (Kroenke & Spitzer, 2002; Kroenke, Spitzer,& Williams, 2001). Ovo je trijažni

upitnik, kojimjeri izraženost devet simptoma depresivnosti (prema DSM-IV i DSM-V

klasifikacijama) u prethodne dvije sedmice (na četvorostepenoj skali koja ima raspon od

0=nimalo do 3=gotovo svaki dan). Upitnik pokazuje veoma dobre psihometrijske karakteristike

na BHS govornom području (Subotić et al., 2015).

BMSLSS (Seligson, Huebner, & Valois, 2003). Kratki multidimenzionalni upitnik

učeničkog zadovoljstva životom obuhvata šest sedmostepenih tvrdnji, od kojih se svaka odnosi

na po jedan domen zadovoljstva životom. U ovom istraživanu korišteno je samo pitanje koje se


5

odnosi na zadovoljstvo školom („Svoje zadovoljstvo školskim iskustvom opisao/la bih kao:“).

Raspon odgovora varira od 1=užasno do 7=divno.

Statistička obrada podataka. Procjena najbolje fitujuće latentne strukture upitnika

BODH (Dinić et al., 2014) izvršena je uz pomoć konfirmativne faktorske analize (CFA). Ove

analize su vršene u Rpaketu„lavaan“(Rosseel, 2012). Korištene su metode prikladne za rad s

polihotomnim ajtemima (Beauducel & Herzberg, 2006): WLSMV/DWLS načini ekstrakcijei

Theta parametrizacija.

Prilikom procjene fita u obzir su uzeti sljedeći indikatori (Hooper, Coughlan, & Mullen,

2008): 1) komparativni indeks fita (eng. Comparative Fit Index – CFI; prema starijim

kriterijumima CFI≥0.90 ukazuje na adekvatan fit, a novija preporuka podrazumijeva

CFI≥0.95), 2) nenormirani indeks fita (eng. Non-Normed Fit Index – NNFI), takođe poznat i

kao Tucker-Lewis indeks – TLI (starije preporuke podrazumijevale su NNFI/TLI≥0.80 kao

kriterijum prihvatljivog fita, a po novijim NNFI/TLI≥0.95 ukazuje na dobar fit) i 3) korijen

prosječne kvadrirane greške aproksimacije (eng. Root Mean Square Error of Approximation –

RMSEA; inicijalno se smatralo da vrijednosti između .08i .10 ukazuju na prihvatljiv, a

vrijednosti ispod .08 na dobar fit, ali prema novijim shvatanjima RMSEA<0.06 ukazuje na

dobar fit, uz gornju dozvoljenu granicu od RMSEA<0.07). Procjena značajnosti razlika u fitu

između modela utvrđivana je na osnovu razlika u χ2 vrijednostima (Δχ2), po procedurikoju su

predložili Satorra i Bentler (2001).

IRT (eng. Item Response Theory; teorija odgovora na stavke) analiza sprovedena je u R

paketu „ltm“ (Rizopoulos, 2006). Korištena je „grm“ (eng. Graded Response Model) procedura,

koja je namijenjena procjeni saglasnosti modela stepenovanih odgovora za

polihotomne/ordinalne ajteme sa jednakim brojem rangova. Ova procedura predstavlja

ekstenziju dvoparametarskog IRT modela (2PL) i obuhvata parametar težine (β), koja se

procjenjuju na osnovu lokacije tzv. ajtemskih pragova, i parametar diskriminativnosti (α).

Postoji k-1 ajtemskih pragova (gdje je k broj ponuđenih rangova odgovora), pri čemu je prag

tačka na kontinuumu latentne crte na kojoj ispitanik ima vjerovatnoću od 50% da odabere neki

od rangova/odgovora iznad ili ispod tog praga (Embertson & Reise, 2000). Diskriminativnost

se odnosi na svojstvo stavke da diferencira ispitanike koji imaju visoko i nisko izraženu latentnu

crtu (Baker, 2001; Rizopoulos, 2006). Da bi se zaključivalo o diskriminativnosti polihotomnih

ajtema (supskala ili testa u cjelini) potrebno je izračunati i njihovu informativnost (I)

(Embertson & Reise, 2000), koja pokazuje u kojoj mjeri se odgovori ispitanika mijenjaju u

zavisnosti od promjene u nivou latentne crte, tj. pokazuju preciznost stavke/supskale/testa na

različitim nivoima crte.


6

Korelacije BODH dimenzija s osobinama ličnosti i depresivnošću utvrđene su uz pomoć

linearne regresione analize, s BODH dimenzijama kao kriterijumima. Inkrementalna

prediktivna validnost agresivnosti za procjenu zadovoljstva školom ispitana je uz pomoć

hijerarhijske multinomialne logističke regresione analize. U multinomialnoj regresionoj analizi,

računanje regresionih koeficijenata vrši se posebno za svaku kategoriju ili rang kriterijumske

varijable, pri čemu se jedna kategorija/rang definiše kao referentna i procjene za preostale

rangove/kategorije vrše se u odnosu na nju.

Rezultati

Faktorska struktura BODH upitnika

Prvo je testiran model koji podrazumijeva da se svi BODH ajtemi grupišu na jednom

faktoru agresivnosti. Ovaj model imao je loš fit: χ2(253)=7690.20, p<.001; CFI=.868,

NNFI/TLI=.855, RMSEA=.093, 90% CI [.088, .099], pclose_fit<.001. Nakon toga, testiran je

četvorofaktorski model, s koreliranim faktorima bijesa, osvetoljubivosti, dominacije i

hostilnosti: χ2(224)=957.54, p<.001; CFI=.901, NNFI/TLI=.889, RMSEA=.082, 90% CI [.077,

.087], pclose_fit<.001. Fit ovog modela bio je značajno bolji od fita jednofaktorskog modela

(Δχ2(6)=129.70, p<.001). Ajtemi br. 3 i 6 su na faktoru hostilnosti imali statistički značajna

zasićenja (oba p<.001), premda nešto niža od Λ<|.32| (Tabachnick & Fidell, 2013, p. 654).

Faktori su bili izrazito interkorelirani, u rasponu od .73 do .92. Razmotren je i hijerarhijski

model, koji je podrazumijevao faktor višeg reda nad faktorima bijesa (Λ=.876), osvetoljubivosti

(Λ=.900), dominacije (Λ=.992) i hostilnosti (Λ=.824): χ2(226)=989.49, p<.001; CFI=.897,

NNFI/TLI=.885, RMSEA=.083, 90% CI [.078, .088], pclose_fit<.001. Iako sličan, fit ovog

modela bio je statistički značajno lošiji od četvorofaktorskog modela (Δχ2(2)=16.51, p<.001).

S obzirom na to da je fit i četvorofaktorskog i hijerarhijskog modela bio još uvijek

nezadovoljavajući, uz izrazitu vezu između faktora, razmotrena je i konfirmativna bifaktorska

solucija, poznata i kao generalno-specifična analiza ili analiza ugnježdenih modela (Chen,

West, & Sousa, 2006). Bifaktorski model omogućava testiranje postojanja generalnog faktora

koji je odgovoran za komunalitete između ajtema, sa domen specifičnim faktorima koji su

odgovorni za jedinstvene doprinose specifičnih domena. Postavljen jegeneralni faktor

agresivnosti, koji zasićuje sve ajteme, te domen specifični faktoribijesa, osvetoljubivosti,

dominacije i hostilnosti, koji simultano zasićuju svoje korespodentne ajteme. Fit bifaktorskog

modela bio je statistički značajno bolji od četvorofaktorskog (Δχ2(17)=104.99, p<.001):

χ2(207)=810.36, p<.001; CFI=.919, NNFI/TLI=.901, RMSEA=.077, 90% CI [.072, .083],


7

pclose_fit<.001. S obzirom na to da ajtemi br. 11, 12 i 22 nisu imali značajna zasićenja na svojim

domen specifičnim faktorima, u narednom koraku su ovi putevi uklonjeni iz modela, ali ovo

nije rezultovalo značajnom promjenom u fitu (Δχ2(3)=1.53, p=.68). Stoga je polazni bifaktorski

model, simplicitnosti radi, ipak zadržan kao finalni. Dodatno poboljšanje fita nije bilo moguće

ostvariti bez redukcije većeg broja ajtema, što ovom prilikom nije učinjeno (vidjeti sekciju

„Diskusija“). Faktorska zasićenja bifaktorskog modela data su u Tabeli 1.

Tabela 1. Rezultati konfirmativne faktorske analize – bifaktorski model

Ajtemi (parafraziranja) Generalni faktor

agresivnosti

Domen specifični faktori

Bijes Osvetoljubivost Dominacija Hostilnost

4 – lako se razbjesni. .479 .375

8 – često se svađa. .611 .185

14 – teško obuzdava narav. .626 .312

16 – reaguje na sitne provokacije. .593 .505

20 – burno reaguje. .688 .326

2 – sklon/a osveti. .545 .471

7 – smiri se tek nakon osvete. .647 .482

10 – čeka trenutak za osvetu. .686 .445

13 – napakosti onim koji nerviraju. .709 .238

18 – ima želju da ponizi. .764 .110

21 – vraća milo za drago. .720 .151

1 – drugi izvuku deblji kraj. .367 -.251

5 – ne smiju da mu/joj protivrječe. .641 -.190

9 – upada u riječ. .539 .302

12 – insistira da bude kako kaže. .667 .046*

17 – vodi glavnu riječ. .624 .414

19 – ima posljednju riječ. .713 .290

22 – voli da naređuje. .667 .027*


8

3– nezadovoljan/na drugima. .203 .442

6–ne voli ometanje u radu. .152 .399

11 – teško prašta. .624 .068*

15 – nerviraju ga/je stvari. .497 .434

23 – ne podnosi prisustvo nekih. .527 .496

Pouzdanost .94 .79 .87 .80 .66

Napomene: Sva faktorska zasićenja su standardizovana; * označava sva zasićanje koja nisu statistički značajna,

dok su sva druga zasićenja značajna na p<.001, osim veze osvetoljubivosti i ajtema br. 18, za koje je p=.009;

pouzdanost predstavlja pouzdanost interne konzistencije, operacionalizovane preko McDonaldsovog ωH

koeficijenta (McDonald, 1999).

Na osnovu suma kvadrata zasićenja iz bifaktorske solucije bilo je moguće procijeniti da od

ukupne količine zajedničke varijanse koju model objašnjava, 75.82% otpada na generalni

faktor, dok domen specifični faktori objašnjavaju, redom: 5.85%, 6.87%, 4.14% i 7.33%

varijanse.

IRT analiza BODH upitnika

Pošto je za objašnjenje najvećeg procenta zajedničke varijanse prostora mjerenja BODH

upitnika (Dinić et al., 2014) bio odgovoran generalni faktor, akcent je stavljen na IRT analize

na nivou cijelog upitnika.

Testirani su modeli sa fiksiranim i slobodnim parametrom diskriminativnosti (Rizopoulos,

2006) iutvrđeno je da značajno bolju saglasnost ima slobodni model (LRT=404.64, df=22,

p<.001), što ukazuje na to da se diskriminativnosti ajtema statistički značajno razlikuju. U

okviru ovog modela, utvrđeno je ukupno osam parova ajtema koji pokazuju neslaganje (misfit)

s modelskim predikcijama (1.51% od svih 23x23 parova ajtema). Jedan ajtem imao je vrlo nisku

diskriminativnost, jedan nisku, pet umjerenu, devet visoku i sedam vrlo visoku (Prilog A).

Većina pragova ajtema imala je pozitivne vrijednosti, što znači da su se ispitanici uglavnom

manje slagali s tvrdnjama (Prilog A).

Ukupna informativnost upitnika iznosila je 78.28, pri čemu se u rasponu od -4 do 4 logita

nalazilo 96.11% informativnosti, kao što se može vidjeti sa Slike 1 (informativnost

individualnih ajtema data je u okviru Priloga A). Moguće je konstatovati da je BODH upitnik

u cjelini najinformativniji u okviru prosječnih i viših skorova.


9

Slika 1. Informativnost BODH upitnika u rasponu od -4 do 4 logita.

Relacije dimenzija upitnika BODH s depresivnošću i HEXACO osobinama ličnosti

Predikcije BODH dimenzija na osnovu HEXACO dimenzija i depresivnosti date su u

Tabeli 2. Ukupni efekti bili su visokog intenziteta u slučaju generalne agresivnosti, niskog u

slučaju bijesa, hostilnosti i osvetoljubivosti, te trivijalnog u slučaju dominacije (Cohen, 1992).

Najizrazitije individualne parcijalne korelacije podrazumijevale su negativne veze BODH

ukupnog skora sa HEXACO dimenzijama poštenje-skromnost i prijatnost. Depresivnost je

samo predviđala BODH dimenzije bijesa i hostilnosti. Uočljive su i naočigled paradoksalne

pozitivne parcijalnekorelacije poštenja-skromnosti s hostilnošću i bijesom. Međutim, treba

imati u vidu da su BODH dimenzije operacionalizovane putem skorova iz bifaktorskog modela

(Tabela 1), što znači da se prikazane korelacije BODH dimenzija odnose samo na domen

specifične varijanse, koje preostanu nakon što se parcijalizuje generalna varijansa agresivnosti.

U tom smislu, preostala varijansa BODH supskala ima nešto drugačije značenje u odnosu na

verzije dimenzija iz kojih nije parcijalizovana varijansa generalne agresivnosti, kakvi su npr.

sumacioni skorovi sa supskala (vidjeti sekciju „Diskusija“). Dopunskim bivarijatnim

korelacionim analizama utvrđeno je da bijes pozitivno korelira s izbjegavanjem pohlepe (r=.13,


10

p<.001), kao facetom poštenja-skromnosti, dok veze s preostale tri facete nisu bile statistički

značajne. Hostilnost pozitivno korelira s pravednošću (r=.12, p=.007), izbjegavanjem pohlepe

(r=.11, p=.001) i iskrenošću (r=.09, p=.044). Takođe, utvrđena je i pojedinačna negativna veza

dominacije s iskrenošću (r=-.12, p=.007)

Tabela 2. Korelacije upitnika BODH, HEXACO-PI-R-60 i PHQ-9

Prediktorske varijable

(β)

BODH dimenzije iz bifaktorskog modela (kriterijumske varijable)

Generalna agresivnost

(R2=.26)

Bijes

(R2=.11)

Osvetoljubivost

(R2=.07)

Dominacija

(R2=.02)

Hostilnost

(R2=.09)

Poštenje-skromnost -.32*** .11* -.15** -.08 .14**

Emocionalnost -.04 .15** -.17*** .01 .17***

Ekstraverzija .02 -.03 -.10* <.01 .05

Prijatnost -.27*** -.21*** -.03 .01 .02

Savjesnost -.06 -.11** .03 -.10* <.01

Otvorenost ka iskustvu -.11** -.08 -.02 .02 -.07

Depresivnost -.02 .09* <.01 -.04 .16***

Legenda: β=standardizovani regresioni koeficijenti; R2=koeficijent determinacije; * p<.05, ** p<.01, ***

p<.001.

Inkrementalna prediktivna validnost BODH dimenzija za zadovoljstvo školom

Prediktivna vrijednost BODH dimenzija ilustrovana je na primjeru procjene zadovoljstva

školom. U prvom koraku, u multinomialni logistički regresioni model sa zadovoljstvom školom

kao 7-stepenom kriterijumskom varijablom, kao prediktori su postavljeni pol, prosječna ocjena

s kraja prethodne školske godine, depresivnost i šest HEXACO osobina ličnosti. Dobijene su

sljedeće vrijednosti pseudo R2 statistika: Cox & Snell R2=.236, Nagelkerke R2=.244 i

McFadden R2=.079. U drugom koraku, u model su dodani skorovi BODH dimenzija iz

bifaktorskog modela. Dobijene su sljedeće vrijednosti pseudo R2 statistika: Cox & Snell

R2=.385, Nagelkerke R2=.398 i McFadden R2=.142. Promjena u -2 Log vjerovatnoći između

ova dva modela od 106.25 (Δdf=30) bila je statistički značajna na nivou p<.001, ukazujući na

to da je dodavanje BODH dimenzija značajno popravilo predikciju zadovoljstva školom.

Vrijednosti ukupnih efekata (agregiranih na nivou svih rangova) u prvom i drugom koraku dati

su u Tabeli 3, a regresioni koeficijenti za svaki od rangova zadovoljstva školom prikazani su u

Tabeli 4 (konzervacije prikaza radi, dati su samo koeficijenti za model iz drugog koraka).

Može se uočiti da se, nakon dodavanja varijabli agresivnosti u model u drugom koraku,

gubi globalna (granična) statistička značajnost otvorenosti ka iskustvu, doprinos depresivnosti

se donekle umanjuje, a gubi se značajnost poštenja-skromnosti. Doprinos emocionalnosti se


11

približava nivou statističke značajnosti nakon dodavanja varijabli agresivnosti, što ukazuje na

moguću supresiju ili nelinarnu prirodu veze.

Tabela 3. Ukupne vjerovatnoće izhijerarhijske multinomialneregresione anlalize

Varijable -2 Logkorak1 (-2 Logkorak2) χ2koak1 (χ2

korak2) pkorak1 (pkorak2)

(konstanta) 1544.75 (1438.50) 0.00(0.00) - (-)

Pol (muški) 1553.64 (1449.95) 8.88 (11.45) .180 (.075)

Prosjek ocjena 1560.43(1456.98) 15.67 (18.48) .016 (.005)

Depresivnost 1560.07 (1452.50) 15.31 (14.00) .018(.030)

Poštenje-skromnost 1562.59 (1448.93) 17.83 (10.43) .007 (.108)

Emocionalnost 1552.43 (1450.73) 7.68 (12.24) .263 (.057)

Ekstraverzija 1563.64 (1460.82) 18.89 (22.32) .004 (.001)

Prijatnost 1552.91 (1442.06) 8.16 (3.56) .227 (.736)

Savjesnost 1549.21 (1443.89) 4.46 (5.39) .615 (.495)

Otvorenost ka iskustvu 1557.31 (1450.30) 12.56 (11.81) .051 (.066)

Generalna agresivnost (1474.70) (36.20) (<.001)

Bijes (1442.91) (4.41) (.621)

Osvetoljubivost (1443.90) (5.40) (.493)

Dominacija (1453.88) (15.38) (.018)

Hostilnost (1464.67) (26.18) (<.001)

Napomene: Sve vrijednosti ispred zagrada predstavljaju statistike dobijene u prvom koraku, dok vrijednosti u

zagradama predstavljaju statistike dobijene u drugom koraku;-2 Log vjerovatnoća odnosi se na redukovani

model (model u kojem su efekti uklonjeni);χ2 testira razliku između finalnog modela i redukovanog modela

(H0: „Svi parametri efekta su nula.“); df=6 za sve prediktore; referentni rang zavisne varijable: Zadovoljstvo

školom=7 („divno“); p = nivo statističke značajnosti (značajni su svi efekti sap<.05).

Iz vrijednosti regresionih koeficijenata (Tabela 4) može se uočiti da poštenje-skromnost,

emocionalnost i otvorenost ka iskustvu ostvaruju nekoliko pojedinačno značajnih efekata na

nekim od rangova, ali nedovoljno da se okarakterišu kao značajni prediktori u globalu (Tabela

3). Međutim, varijable poput depresivnosti, prosjeka ocjena i ponajviše generalne agresivnosti,

premda značajno predviđaju samo veću vjerovatnoću za pripadnost (tj. odabir) najnižem (1) u

odnosu na najviši/referentni rang (7), čine to sa dovoljno visokom vjerovatnoćom da se mogu

okarakterisati kao globalno značajne. Dominacija predviđa veću šansu za pripadnošću u

najvišem rangu zadovoljstva školom, ali statistički značajno samo u odnosu na rangove br. 2 i

4, dok hostilnost konzistentno predviđa veću sklonost za pripadanje svim rangovima u odnosu

na najviši, izuzev najnižeg ranga, gdje je mnogo važniji doprinost globalne agresivnosti.


12

Treba naglasiti i da je, u slučaju upotrebe sumacionih skorova BODH supskala umjesto

skorova iz bifaktorskog modela, prediktivnost modela bila nešto niža (Δ-Log 2(1)=19.00,

p=.004) i samo je hostilnost od sve četiri supskale agresivnosti dostizala nivo globalne

statističke značajnosti.

Tabela 4. Regresioni koeficijenti (B) iz drugog modela za svaki od rangova zadovoljstva školom

Prediktorske varijable (B) Rangovi zadovoljstva školom (kriterijumska varijabla)

1 2 3 4 5 6

(konstanta) -1.13* -2.58*** -0.85 0.98*** 0.97*** 0.37

Pol (muški) -0.75 1.08 -0.86 0.34 0.24 -0.01

Prosjek ocjena -0.53* -0.43 -0.23 -0.23 0.14 0.18

Depresivnost 0.55* -0.30 0.42 0.27 <0.01 0.19

Poštenje-skromnost -0.65* -0.88** -0.52 -0.27 -0.30 -0.13

Emocionalnost -0.56 -0.82* -0.52 -0.35 -0.56** -0.32

Ekstraverzija 0.62* -1.19*** 0.33 -0.59** -0.64*** -0.35

Prijatnost 0.07 -0.20 -0.22 -0.24 -0.06 -0.07

Savjesnost 0.29 0.06 0.15 0.07 0.31 0.11

Otvorenost ka iskustvu -0.79** 0.07 -0.61* -0.11 -0.06 -0.08

Generalna agresivnost 1.14*** 0.58 0.58 0.15 -0.15 0.27

Bijes 0.15 0.61 0.75 0.12 0.18 0.16

Osvetoljubivost -0.11 -0.21 -0.78 -0.35 -0.46 -0.38

Dominacija 0.11 -1.15* -0.31 -0.66* -0.10 -0.08

Hostilnost 0.64 2.27*** 0.91* 0.80** 0.61* 0.69*

Napomene: Referentni rang kriterijumske varijable (zadovoljstvo školom/dosadašnje školsko iskustvo) bio je

„7=divno“; rangovi kriterijumske varijable na kojima se vrše procjene u odnosu na referentni rang: 1=užasno,

2=nesrećno, 3=uglavnom nezadovoljavajuće, 4=mješovito, 5=uglavnom zadovoljavajuće, 6=ugodno;

B=multinomialni logistički regresioni koeficijenti; * p<.05, ** p<.01, *** p<.001.

Diskusija

Dobijeni nalazi pokazuju da je ukupni fit BODH upitnika (Dinić et al., 2014) na

srednjoškolskom uzorku samo prihvatljiv, ali ne i dobar i da su dimenzije značajno više

interkorelirane nego u referentnom validacionom istraživanju (Dinić et al., 2014). Evidentno je

da su manifestacije agresivnosti slabije međusobno diferencirane kod srednjoškolaca, nego kod

nešto starijih osoba i da ih u velikoj mjeri prožima tendencija ka generalnoj agresivnosti, koja

objašnjava izrazito visok procent zajedničke varijanse manifestnih varijabli. Iz ovog proizlazi

nekoliko poenti.


13

Prije svega, razumljivo je da je, pod ovakvim okolnostima izrazite interkoreliranosti

faktora, bifaktorski model pokazao bolji fit od modela s četiri korelirana faktora ili od

konvencionalnog hijerarhijskog modela. Pod pretpostavkom da ovdje prikazani nalazi nisu

artefekt, operacionalizacija latentnog prostora BODH upitnika (Dinić et al., 2014) preko

bifaktorskog modela vjerovatno će biti očekivano najprikladnija i u drugim istraživanjima

agresivnosti putem ovog upitnika na srednjoškolskim uzorcima. Bifaktorski pristup ima i

prednosti i nedostatke. Osnovna prednost ogleda se u tome da se na ovaj način izbjegava

problem multikolinearnosti (snažne interkoreliranosti prediktora, koja narušava mogućnost

njihove istovremene primjene u većini regresionih statističkih modela), koji bi bio izrazit u

slučaju operacionalizacije skorova po supskalama na neki konvencionalni način, kao što je

upotreba sumacionih skorova. Osnovni nedostatak predstavlja teškoća direktne replikacije

nalaza, zbog vjerovatnoće da će bifaktorska rješenja varirati na različitim podacima, što može

u manjoj ili većoj mjeri izmijeniti sadržinsko značenje domen specifičnih faktora agresivnosti

(uz manji rizik da se to dogodi na generalnom faktoru agresivnosti). Kao rezultat, ovo može

dovesti do značajnih razlika u predmetima mjerenja specifičnih faktora u odnosu na varijansu

koja bi bila obuhvaćena sumacionim skorovima na odgovarajućim supskalama, iz kojih

doprinos generalne agresivnosti nije parcijalizovan. U ovom istraživanju, izmijenjeno značenje

je bilo vrloočigledno u slučaju specifičnih faktora dominacije, hostilnosti i bijesa. Nakon što se

ekstrahuje varijansa generalne agresivnosti, ono što preostane na domen specifičnom faktoru

dominacije podrazumijeva sklonost (hipotetskog) učenika ka tome da vodi glavna riječ u

društvu (ajtem 17) i da nekada, u žaru diskusije, drugima upada u riječ u svrhu iznošenja

vlastitog mišljenja (ajtem 9), sa željom da ima posljednju riječ (ajtem 19), iako to ne znači

nužno da će ljudi s tim učenikom izbjegavati sukobe (ajtem 1, negativno zasićenje) ili da niko

s njim/njom ne smije da se ne slaže (ajtem 5, negativno zasićenje). Ova dimenzija slabo je

povezana s drugim varijablama, pokazujući vrlo nisku negativnu parcijalnu korelaciju sa

savjesnošću i negativnu bivarijacionu korelaciju s iskrenošću, kao facetom poštenja-

skromnosti. Stoga se stiče dojam da ovaj domen specifični faktor prije odražava

argumentativnost i polemičnost, nego agresivnu dominaciju. U slučaju domen specifičnih

faktora hostilnosti i bijesa, najupadljivije su pozitivne parcijalne korelacije s dimenzijom

poštenje-skromnost, što je kontraintuitivno i suprotno onome što je primarni predmet mjerenja

ovih dimenzija (Dinić et al., 2014). Međutim, na osnovu korelacija s drugim varijablama

(ponajprije s emocionalnošću i depresivnošću) nije teško zaključiti da su u oba slučaja ovim

domen specifičnim faktorima zapravo obuhvaćene neurotsko-reaktivne tendencije. Ovo je

posebno očigledno u slučaju hostilnosti, za čiju pozitivnu vezu s poštenje-skromnost


14

dimenzijom su, na baviarijatnom nivou, odgovorne (niske) pozitivne korelacije s

facetamapravednosti, izbjegavanja pohlepe i iskrenosti. Stoga nezadovoljstvo drugim ljudima

obuhvaćeno ovim faktorom može biti reakcija na doživljenu nepravdu (objektivno ili

subjektivno utemeljenu), što je istovremeno praćeno i određenim porastom simptoma

depresivnosti. Nije isključeno da je ovim obuhvaćena i određena sputana asertivna tendencija.

Čak ni bifaktorski model nije popravio vrijednosti fita do nivoa da se one mogu

okarakterisati kao dobre (Hooper et al., 2008), odnosno komparabilne referentnom fitu BODH

upitnika (Dinić et al., 2014). Iako je na osnovu radnih provjera utvrđeno da je fit moguće

umnogome popraviti eliminacijom većeg broja ajtema (analize nisu prikazane), procijenjeno je

da bi takva intervencija u ovom momentu bila preuranjena, te da bi prikladniji slijed koraka

zapravo podrazumijevao proširenje predmeta mjerenja, tako da se kreira dopunski skup ajtema

koji bi se neštodirektnije ticali školskog konteksta i konteksta drugih interpersonalnih relacija

koje su relevantne za adolescente, a da se tek onda, na osnovu simultanog razmatranja ovog

proširenog skupa ajtema, utvrdi koje ajteme je najbolje odstraniti, tako da se ostvari adekvatan

fit na školskim uzorcima. Stav o preuranjenosti redukcije ajtema podržan je i činjenicom da je

IRT analiza pokazala da je, na nivou upitnika u cjelini, količina misfita vrlo niska, a

informativnost ukupnog skora zadovoljavajuća.

Niža faktorska zasićenja i nešto niža diskriminativnost određenih ajtema vjerovatno da

odražavaju njihovu donekle nižu generabilnost na kontekst školskih situacija. Uprkos tome, čak

i u sadašnjoj formi, BODH upitnik (Dinić et al., 2014) pokazao se izrazito prediktivnim za

školski relevantnu varijablu kakva je zadovoljstvo školom. Konkretno, BODH (Dinić et al.,

2014) faktori iz bifaktorskog modela pokazali su značajnu inkrementalnu prediktivnu validnost

za zadovoljstvo školom, povrh pola, školskog uspjeha, HEXACO-PI-R-60 (Ashton & Lee,

2009) osobina ličnosti i PHQ-9 (Kroenke & Spitzer, 2002; Kroenke, Spitzer, & Williams, 2001;

Subotić et al., 2015) depresivnosti. Generalna agresivnost značajno je predviđala pripadnost

najnižem rangu zadovoljstva školom, u odnosu na najviši rang zadovoljstva. Domen specifični

faktor hostilnosti značajno predviđa šansu za odabirom skoro svih nižih rangova zadovoljstva

školom u komparaciji s najvišim rangom. Obrnuto ovom, domen specifični faktor dominacije

značajno povećava šansu za odabirom najvišeg ranga zadovoljstva školom u odnosu na dva

niža ranga zadovoljstva. Ovi nalazi u skladu su i s predloženim objašnjenima specifičnih

faktora. Neurotska i tendencija reakcije na (stvarnu ili imaginarnu) nepravduobuhvaćena

specifičnim faktorom hostilnosti otežava učenicima postizanje maksimalnog zadovoljstva

školom, posebno ako se ima u vidu da je škola sama po sebi često izrazito konfliktna, odveć

kompetitivna i na druge načine neoptimalna sredina (Gray, 2013; Knežević & Subotić, 2015;


15

Subotić, 2014). Međutim, iz istih ovih razloga, argumentativno-polemična priroda koja

pretpostavljeno leži u osnovi specifičnog faktora dominacije, od koristi je učenicima prilikom

uspješne adaptacije na takvu sredinu i dolaska na vrh odjeljenske/školske hijerarhije. Pri tome

je važno naglasiti da je ukupna prediktivnost ostvarena uz pomoć skorova s bifaktorskog

modela bolja od prediktivnosti ostvarene na osnovu sumacionih skorova s originalno

postuliranih BODH supskala (Dinić et al., 2014). Istovremeno, ovaj primjer ukazuje na važnost

uzimanja u obzir agresivnosti prilikom izučavanja školski relevantnih varijabli, što je do sada

bila sasvim zanemarena istraživačka praksa. Takođe, utvrđena inkrementalna prediktivna

validnost BODH upitnika (Dinić et al., 2014) ide u prilog zaključku da je riječ o instrumentu

koji, uprkos tome što nema odličan fit na školskom uzorku, ipak predstavlja potencijalno veoma

korisnu istraživačku alatku za proučavanje školskih pitanja. Šansa je da će se ova vrijednost

samo uvećati, posebno nakon eventualne predložene revizije-proširenja, kojom bi se upitnik

upotpunio većim brojem indikatora koji su naglašenije karakteristični za ispoljavanje

agresivnosti među adolescentima i u školi.

Reference

Aluja, A., Garcı́a, Ó., & Garcı́a, L. F. (2002). A comparative study of Zuckerman's three

structural models for personality through the NEO-PI-R, ZKPQ-III-R, EPQ-RS and

Goldberg's 50-bipolar adjectives. Personality and Individual Differences, 33(5), 713-725.

Ashton, M. C., & Lee, K. (2009). The HEXACO-60: A short measure of the major dimensions

of personality. Journal of Personality Assessment, 91(4), 340-345.

Ashton, M. C., Lee, K., & de Vries, R. E. (2014). The HEXACO Honesty-Humility,

Agreeableness, and Emotionality Factors: A review of research and theory. Personality

and Social Psychology Review, 18(2), 139-152.

Ashton, M. C., Lee, K., Perugini, M., Szarota, P., De Vries, R. E., Di Blas, L., Boies, K., & De

Raad, B. (2004). A six–factor structure of personality–descriptive adjectives: Solutions

from psycholexical studies in seven languages. Journal of Personality and Social

Psychology, 86(2), 356–366.

Baker, F. B. (2001). The basics of item response theory (2nd ed.). University of Maryland

College Park, MD: ERIC Clearinghouse on Assessment and Evaluation.

Beauducel, A., & Herzberg, P. (2006). On the Performance of Maximum Likelihood versus

Means and Variance Adjusted Weighted Least Squares estimation in CFA. Structural

Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 13(2), 186-203.


16

Buss, A. H., & Perry, M. (1992). The aggression questionnaire. Journal of Personality and

Social Psychology, 63(3), 452-459.

Chen, F. F., West, S. G., & Sousa, K. H. (2006). A comparison of bifactor and second-order

models of quality of life. Multivariate Behavioral Research, 41(2), 189-225.

Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological Bulletin, 112(1), 155-159.

Corr, P. J. (2016). Reinforcement sensitivity theory of personality questionnaires: Structural

survey with recommendations. Personality and Individual Differences, 89, 60-64.

Costa, P. T., & McCrae, R. R. (1992). Revisited NEO Personality Inventory (NEO-PI-R) –

professional manual. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources,Inc.

Costa, P. T., McCrae, R. R., & Dembroski, T. M. (1989). Agreeableness versus antagonism:

Explication of a potential risk factor for CHD. In A. W. Siegman & T. M. Dembroski

(Eds.), In search of coronary-prone behavior: Beyond type A (pp. 41-63). Hillsdale, NJ:

Erlbaum.

Dinić, B., & Janičić, B. (2012). Evaluacija Bas-Perijevog upitnika agresije po modelu TOS

(IRT). Psihologija, 45(2), 189-207.

Dinić, B., Mitrović, D., & Smederevac, S. (2014). Upitnik BODH (Bes, Osvetoljubivost,

Dominacija, Hostilnost): novi upitnik za procenu agresivnosti. Primenjena psihologija,

7(Dodatak), 297-324.

Dutton, D. G., & Karakanta, C. (2013). Depression as a risk marker for aggression: A critical

review. Aggression and Violent Behavior, 18(2), 310-319.

Elsaesser, C., Gorman-Smith, D., & Henry, D. (2013). The role of the school environment in

relational aggression and victimization. Journal of Youth and Adolescence, 42(2), 235-249.

Embertson, S. E., & Reise, S. P. (2000). Item response theory for psychologists. Mahwah, NJ:

Lawrence Erlbaum Associates.

Eysenck, H. J. (1998). Dimensions of Personality. New Brunswick, NJ: Transaction Publishers.

Goldberg, L. R. (1990). An alternative “description of personality”. The Big Five factor

structure. Journal of Personality and Social Psychology, 59(6), 1216-1229.

Goldberg, L. R. (1992). The development of markers for the big five factor structure.

Psychological Assessment, 4(1), 26-42.

Goldberg, L. R. (1993). The structure of phenotypic personality traits. American Psychologist,

48(1), 26-34.

Gray, J. A., & McNaughton, N. (2000). The neuropsychology of anxiety: An enquiry into

thefunctions of the septo-hippocampal system (2nd ed.). Oxford, UK: Oxford University

Press.


17

Gray, P. (2013). Free to learn. New York, NY: Basic Books.

Hooper, D., Coughlan, J., Mullen, M. (2008). Structural equation modelling: Guidelines for

determining model fit. Electronic Journal of Business Research Methods, 6(1), 53-60.

Knežević, I., & Subotić, S. (2015). Konstrukcija upitnika učeničkih stavova o (ličnoj slobodi

u) školi. Rad prezentovan na STED 2015. konferenciji, Banja Luka, BiH. Preuzeto s

http://goo.gl/4nVpB3

Kroenke, K., & Spitzer, R. L. (2002). The PHQ-9: A new depression diagnostic and severity

measure. Psychiatric Annals, 32(9), 1-7.

Kroenke, K., Spitzer, R. L., & Williams, J. B. (2001). The PHQ-9: Validity of a brief depression

severity measure. Journal of General Internal Medicine, 16(9), 606-613.

Lee, K., & Ashton, M. C. (2012). Getting mad and getting even: Agreeableness and Honesty-

Humility as predictors of revenge intentions. Personality and Individual Differences, 52(2),

596-600.

Lee, K., & Ashton, M. C. (2014). The Dark Triad, the Big Five, and the HEXACO model.

Personality and Individual Differences, 67, 2-5.

Lee, S. A., Rice, K., Callan, S. M., Brame, B. M., & Lee, C. A. (2015). Temperament and

depressive symptoms in at-risk children: Aggression and learning problems as mediating

factors. Personality and Individual Differences, 87, 35-38.

Little, T. D., Jones, S. M., Henrich, C. C., & Hawley, P. H. (2003). Disentangling the “whys”

from the “whats” of aggressive behaviour. International Journal of Behavioral

Development, 27(2), 122-183.

McDonald, R. P. (1999). Test theory: A unified treatment. Mahwah, NJ: Erlbaum.

Park, M., Choi, J., & Lim, S. J. (2014). Factors affecting aggression in South Korean middle

school students. Asian Nursing Research, 8(4), 247-253.

Polman, H., de Castro, B. O., Koops, W., van Boxtel, H. W., & Merk, W. W. (2007). A meta-

analysis of the distinction between reactive and proactive aggression in children and

adolescents. Journal of Abnormal Child Psychology, 35(4), 522-535.

Potirniche, N., & Enache, R. G. (2014). Social perception of aggression by high school students.

Procedia-Social and Behavioral Sciences, 127, 464-468.

Prinstein, M. J., & Cillessen, A. N. (2003). Forms and functions of adolescent peer aggression

associated with high levels of peer status. Merrill-Palmer Quarterly, 49(3), 310-342.

Rizopoulos, D. (2006). Itm: An R package for latent variable modeling and item response

theory analysis. Journal of Statistical Software, 17(5), 1-25. Retrieved from

www.jstatsoft.org/v17/i05/paper

http://goo.gl/4nVpB3

http://www.jstatsoft.org/v17/i05/paper


18

Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R package for structural equation modeling. Journal of

Statistical Software, 48(2), 1-36. Retreived from http://goo.gl/l4kgYS

Salmivalli, C. (2010). Bullying and the peer group: A review. Aggression and Violent Behavior,

15(2), 112-120.

Satorra, A., & Bentler, P. M. (2001). A scaled difference chi-square test statistic for moment

structure analysis. Psychometrika, 66(4), 507-514.

Seligson, J., Huebner, E. S., & Valois, R. F. (2003). Preliminary validation of the Brief

Multidimensional Students’ Life Satisfaction Scale. Social Indicators Research, 61(2),

121-145.

Slavnić, D.,& Zečević, I.(2015). Učeničko zadovoljstvo životom, školom i samopoštovanje.

Rad prezentovan na STED 2015. konferenciji, Banja Luka, BiH. Preuzeto s

http://goo.gl/0rPXYn

Smederevac, S., Mitrović, D., Čolović, P., & Nikolašević, Z. (2014). Validation of the measure

of revised reinforcement sensitivity theory constructs. Journal of Individual Differences,

35(1), 12-21.

Subotić, S. (2014). Inkluzija, moralnost i realnost: odgovori na teška pitanja. Primenjena

psihologija, 7(4), 515-529.

Subotić, S., Knežević, I., Dimitrijević, S., Miholjčić, D., Šmit, S., Karać, M., & Mijatović, J.

(2015). The factor structure of the patient health questionnaire (PHQ-9) in a non-clinical

sample. Paper presented at the STED 2015 Conference, Banja Luka, B&H. Retrieved from

http://goo.gl/p5nvGy

Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2013). Using multivariate statistics (6th ed.). Boston, MA:

Pearson.

Taub, J. M. (1998). Eysenck's descriptive and biological theory of personality: A review of

construct validity. International Journal of Neuroscience, 94(3/4), 145-197.

Zuckerman, M. (2002). Zuckerman–Kuhlman Personality Questionnaire (ZKPQ): An

alternative five factorial model. In B. DeRaad& M. Perusini (Eds.), Big Five Assessment

(pp. 377-396). Seattle, WA: Hogrefe and Huber Publishers.

Zuckerman, M. (2005). Psychobiology of personality (2nd ed.). Cambridge, UK: Cambridge

University Press.

http://goo.gl/l4kgYS

http://goo.gl/0rPXYn

http://goo.gl/p5nvGy


19

Prilog A Pragovi, parametri diskriminativnosti i informativnosti ajtema BODH upitnika

Br. ajtema β1 β2 β3 β4 α I (% u -4, 4)

1 -2.403 -0.489 1.419 2.710 0.656 1.35 (73.23)

2 -1.378 -0.174 0.663 1.439 1.432 3.24 (97.88)

3 -6.963 -4.016 -0.258 3.091 0.421 0.86 (49.48)

4 -2.111 0.757 0.491 1.420 0.983 2.07 (90.11)

5 -1.140 0.214 1.250 1.886 1.394 3.21 (97.04)

6 -8.430 -4.850 -1.176 2.747 0.340 0.60 (47.01)

7 -0.605 0.307 1.127 1.666 1.824 4.18 (99.3)

8 -0.709 0.673 1.674 2.519 1.414 3.39 (95.03)

9 -0.562 0.537 1.746 2.663 1.168 2.56 (91.26)

10 -0.538 0.359 0.963 1.538 2.050 4.75 (99.69)

11 -1.728 -0.490 0.753 1.654 1.412 3.48 (96.99)

12 -1.534 -0.387 0.716 1.617 1.593 4.03 (98.37)

13 -0.540 0.442 1.144 1.775 2.130 5.32 (99.63)

14 -1.205 -0.158 1.093 1.861 1.550 3.80 (98.04)

15 -2.414 -0.939 0.904 1.990 0.988 2.32 (87.49)

16 -1.088 0.019 1.211 1.891 1.484 3.51 (97-67)

17 -0.721 0.464 1.621 2.599 1.500 3.78 (95.39)

18 -0.332 0.461 1.309 1.715 2.270 5.48 (99.76)

19 -0.803 0.126 1.002 1.605 1.878 4.49 (99.44)

20 -1.176 -0.081 0.893 1.529 1.820 4.54 (99.33)

21 -0.895 -0.033 0.991 1.566 2.023 5.07 (99.64)

22 -1.066 0.088 1.169 1.783 1.606 3.85 (98.48)

23 -1.985 -0.694 0.633 1.462 1.107 2.44 (93.01)

Legenda: β1, β2, β3, β4=pragovi rangova odgovora; α=parameter diskriminativnosti (koeficijenti do 0.34 ukazuju na

vrlo nisku diskriminativnost, od 0.35 do 0.64 na nisku, od 0.65 do 1.34 na umjerenu, od 1.35 do 1.69 na visoku, a

vrijednosti preko 1.70 na veoma visoku diskriminativnost (Baker, 2001, p. 35)); I=parameter informativnosti

(vrijednosti u zagradi predstavljaju procente informativnosti u rasponu od -4 do 4 logita).


20

Psychometric evaluation of BODH/AVDH aggressiveness questionnaire on a high school

sample

The paper represents a psychometric evaluation of the new multidimensional aggressiveness

questionnaire – BODH/AVDH on a school sample. The research was conducted on a sample

of 490 third and fourth year high school students (55.3% girls), of an average age of 17.48

(SD=0.56) years. Confirmatory factor analysis showed that a bifactor model fits the data best,

assuming the general aggressiveness factor and anger, vengefulness, dominance, and hostility

domain specific factors, although the meanings of specific factors were somewhat different in

comparison to the content of the starting subscales. Even though the fit of the model was not

great (χ2(207)=810.36, p<.001; CFI=.919, NNFI/TLI=.901, RMSEA=.077, 90% CI [.072,

.083], pclose_fit<.001), an IRT analysis indicated a good informativeness of the questionnaire as

a whole, with mostly optimal item discrimination values. BODH/AVDH bifactor dimensions

showed a significant incremental predictive validity for school satisfaction, over and above

gender, academic achievement, personality traits, and depression.This points to the conclusion

that despite the fact that BODH/AVDH fit could be better, the questionnaire’s content is of

potentially big valuein understanding the school relevant variables.However, it would be

desirable to revise the questionnaire by expanding it with some items which describespecific

expressions of aggressiveness among adolescents and at school.

Keywords: BODH/AVDH questionnaire, aggressiveness, satisfaction with school, confirmatory

bifactor analysis, IRT analysis for polytomous data

Documents

UNIVERZITET ZA POSLOVNI INŽENJERING I MENADŽMENT …sinisasubotic.com/wp-content/uploads/2018/03/... · primjeri funkcije instrumentalna agresija (promišljena agresija, koja služi