Scara evenimentelor biografice determinata cu ajutorul cercetarii psihiatrice epidemiologice

Scara evenimentelor biografice determinata cu ajutorul cercetarii psihiatrice epidemiologice

Interesul clinic pentru intamplarile care produc stres dateaza din anii 1930, cand Meyer a pledat pentru folosirea graficului vietii la diagnosticarea medicala (Dohrenwend si Dohrenwend, 1974b). Graficul vietii reprezinta istoria medicala completa de la nastere, incluzand "schimbarile de mediu, admiterea in scoala, absolvire, schimbarea scolii sau esecuri; diversele locuri de munca; datele eventualelor nasteri si decese importante in familie, si alte intamplari deosebit de importante" (Meyer, 1951:53). Influenta lui Meyer a fost evidenta la conferinta din 1949 a Asociatiei pentru Cercetarea in Domeniul Bolilor Mentale si Nervoase, dedicata stresului si bolilor fizice. S-au prezentat lucrari despre efectele stresului asupra tulburarilor de crestere, dezvoltare, metabolism, vedere, cai respiratorii, stomac, colon, muschi, incheieturi si structuri periarticulare, precum si asupra durerilor de cap si afectiunilor cardiovasculare (Wolff, Wolf, si Hare, 1950).

Influentati de lucrarile lui Meyer, Wolff si ale altor participanti la conferinta din 1949, Holmes si Rahe (1967) au creat Scara Readaptarii Sociale (Social Readjustment Rating Scale - SRRS), cea mai folosita scara a evenimentelor producatoare de stres in anii 1970 (Gunderson si Rahe, 1974 ; Dohrenwend si Dohrenwend, 1974a). Lista evenimentelor de pe SRRS a luat nastere din studiul sistematic al reprezentarilor biografice, incepute in 1949, apartinand a peste 5000 de pacienti (Holmes si Rahe, 1967). SRRS a alaturat chestiuni care de mult prezentau interes clinic si o tehnica psihometrica solida. Instrumentul reprezenta un progres metodologic fata de lucrarile anterioare in primul rand fiindca Holmes si Rahe au incorporat o tehnica de masurare de-a lungul unei scari (Hough, Fairbank, si Garcia, 1976).

De la publicarea sa in 1967, SRRS a generat o serie de cercetari precum si multa critica (Brown, 1974 ; Hinke, 1974 ; Hudgens, 1974). Cercetarea in legatura cu acest instrument a fost generalizata de catre cei care l-au propus, ajungandu-se la concluzia ca « cu cat este mai ampla schimbarea (sau criza de viata), cu atat este mai probabil ca aceasta sa fie asociata cu instalarea bolii, si cu atat mai mare este probabilitatea ca populatia supusa riscului sa se imbolnaveasca » (Holmes si Masuda,1974 :68). Criticii au adoptat pozitii de la respingerea premizelor fundamentale ale SRRS la detalierea anumitor puncte slabe ale procedurilor folosite de Holmes si Rahe la construirea acestei scari. În acest capitol vom pune in discutie in primul rand temeiul pe care a fost respinsa ratiunea fundamentala a SRRS si apoi vom propune imbunatatirea procedurilor pentru trei aspecte ale construirii acestei scari.

SUNT UTILE SCORURILE GENERALIZATE ALE MAGNITUDINII EVENIMENTELOR ?

Criticii adus in discutie doua probleme in legatura cu utilitatea SRRS si, implicit, orice alta scara a evenimentelor in care ponderile, bazate pe rationamente consensuale, sunt atribuite evenimentelor individuale. Prima dintre ele este daca folosirea diferitor ponderi specifice evenimentelor ofera vreun avantaj fata de simpla numarare a evenimentelor, adica acordarea unei ponderi de unu fiecarui eveniment. Justificarea empirica pentru discutarea acestei probleme vine de la demonstratiile facute de psihologi ca din masurarile pe baza de itemi cu ponderi diferite nu rezulta predictii mai bune decat masurarile realizate prin atribuirea unei ponderi de unu fiecarui item (Wainer, 1976). Totusi, aceasta descoperire este bazata pe cercetari facute utilizand scari construite in urma raspunsurilor la teste sau alte caracteristici ale subiectilor si nu este neaparat aplicabila evenimentelor biografice. În plus, cercetarea evenimentelor in general sugereaza ca ponderile de magnitudine furnizeaza intr-adevar informatii utile. Singura sugestie pe baza empirica pe care o cunoastem ca ponderile sa nu fie folosite ii apartine de Rahe (1974) si se refera la un anumit segment de populatie. El a subliniat ca pentru barbatii tineri necasatoriti din marina, ale caror intamplari tind sa aiba ponderi scazute, corelatia dintre scorurile multiplicate si cele nemultiplicate s-a descoperit a fi .89, ceea ce indica faptul ca diferenta este foarte mica intre rezultatele bazate pe scoruri nemultiplicate si cele bazate pe scoruri multiplicate. El a sugerat, asadar, ca scorurile nemultiplicate sa fie folosite pentru acest segment de populatie. În acelasi timp, el a recomandat sa nu se utilizeze scoruri nemultiplicate pentru subiecti de varsta medie, printre intamplarile carora se numara si cele cu ponderi mari. În afara de aceasta, dupa cum a aratat Rahe, Theorell (1974) aduce o dovada directa cu privire la utilitatea scorurilor multiplicate, prin descoperirea conform careia intre pacientii cardiaci si non-pacientii din grupul martor nu exista nici o diferenta in ceea ce priveste numarul evenimentelor recente dar aceasta a aparut cand evenimentelor li s-au atribuit ponderi de magnitudine. Alta dovada a diferentei intre rezultatele obtinute prin multiplicarea si nemultiplicarea scorurilor este descoperirea raportata de catre Myers si colegii sai (Myers, Lindenthal, si Pepper, 1974) : clasa sociala nu are legatura cu numarul evenimentelor raportate dar are legatura cu un scor multiplicat. Pe scurt, echilibrul intre aceste dovezi sugereaza ca informatiile utile sunt obtinute atunci cand evenimentelor biografice li se atribuie diferite ponderi.

În ciuda dovezilor empirice, criticii argumenteaza in continuare ca stransa corelatie intre totalurile multiplicate si cele nemultiplicate implica faptul ca am putea la fel de bine sa numaram evenimentele (Lorimor, Justice, McBee, si Weinman, 1979). Asumptia implicita a acestui argument este ca daca doua variabile au un coeficient de corelatie de .95, ele pot fi interschimbabile ca si indicatori ai conceptului de care ambele sunt legate. Goldstein, Fleiss, Goldstein, si Landovitz (1979) au analizat problema folosirii variabilelor proxy, variabile care sunt obtinute mai usor si mai economic decat variabilele de interes direct, in calitate de substitute ale adevaratelor variabile in analiza regresiei. Ei au aratat ca chiar si atunci cand variabilele proxy au fost in stransa corelatie (.65 si .75) cu adevaratele variabile, pot da rezultate foarte inselatoare cand sunt folosite pentru a estima influenta variabilei adevarate asupra altei variabile.

S-ar putea presupune ca desi exista probleme in cazul variabilelor corelate la .70, ele nu ar exista pentru variabile corelate la .95, ceea ce este atat de aproape de 1.0 incat variabilele sunt virtual identice. O analiza a matematicii corelatiilor dezvaluie eroarea din aceasta judecata. De exemplu, am descoperit o corelatie de .95 intre totalurile multiplicate si cele nemultiplicate pentru lista PERI (Dohrenwend, Krasnoff, Askenasy, si Dohrenwend, 1979) dar o corelatie intre totalul multiplicat si diversi indicatori ai sanatatii de .316 (radacina patrata a lui .10) (Krasnoff, 1979). Astfel, corelatia dintre totalurile multiplicate si astfel de indicatori ai sanatatii se poate situa intre .0442 si .5962.

În plus, sunt conditii in care pot exista corelatii mici intre totalurile multiplicate si cele nemultiplicate. De exemplu, daca se face o cercetare mai degraba asupra unor subseturi de evenimente decat asupra sumei tuturor tipurilor de evenimente biografice, corelatiile din anumite subseturi intre scoruri multiplicate si nemultiplicate s-ar putea sa nu se apropie de 1.0. Spre exemplu, am descoperit urmatorul lucru : corelatia intre scorurile multiplicate si cele nemultiplicate pentru subseturile de evenimente din lista noastra privind sarcina si cresterea, ingrijirea copilului a fost de .36 la un esantion de locuitori ai orasului New York. Aceasta corelatie scazuta nu a fost anticipata de formula lui Ghiselli (1964) ; daca presupunem ca r este .001, corelatia ipotetica intre scorurile multiplicate si cele nemultiplicate pentru acest subset de evenimente este de .93.

Alta problema legata de scorurile nemultiplicate ale evenimentelor biografice este asumptia implicita ca nu exista diferente de perceptie semnificative intre grupuri in ceea ce priveste gradul de stres al anumitor evenimente biografice. Totusi Krasnoff (1979) a descoperit in primul rand ca predictiile conform carora psihiatrii considerau un individ a fi un caz erau mult mai precis atunci cand ecuatia predictiei includea scoruri multiplicate specifice grupului decat atunci cand ecuatia includea scoruri bazate pe ponderi ce nu erau specifice grupului si, in al doilea rand ca din scorurile multiplicate specifice grupului rezultau corelatii mai mari decat din scorurile non-specifice grupului. Aceste descoperiri reprezinta argumente impotriva adoptarii unei proceduri care impiedica masurarea diferentelor intre grupuri la evaluarea gradului de stres al evenimentelor biografice.

Alta asumptie implicita a sugestiei ca scorurile nemultiplicate sunt la fel de eficiente ca si scorurile multiplicate este ca o singura modalitate de masurare a evenimentelor biografice, scorul aditiv, se va dovedi utila. Cu toate acestea, intr-un studiu despre diferenta de varsta si evenimentele biografice recente, Mulvey (1979) a observat ca numarul evenimentelor prin care au trecut subiectii intr-un an nu a variat in functie de varsta, si nici nu a existat vreo diferenta intre totalurile evenimentelor carora le-au fost atribuite ponderi, asa cum au prevazut Lorimor si colegii (1979). Totusi, ponderea medie a evenimentelor raportate de indivizi a variat, dupa cum anticipase cercetatorul, crescand semnificativ odata cu varsta. (Mulvey, 1979).

În general, sugeram ca ponderile evenimentelor de viata reprezinta un instrument de cercetare util. Suntem de acord cu Lorimor si colegii sai (1979) ca atunci cand evenimentele sunt pur si simplu insumate pe o lista completa, in acelasi mod pentru toti indivizii, atat scorurile multiplicate cat si cele nemultiplicate ar trebui testate si adoptat scorul mai simplu, cel nemultiplicat in caz ca cele doua metode dau rezultate echivalente. Sugeram insa de asemenea ca implicatia analizei lor nu trebuie generalizata pana in punctul in care informatiile valoroase privind subseturi ale evenimentelor care provoaca stresul si diferenta de perceptie si de experienta dintre grupuri s-ar pierde in favoarea studiilor despre procesul complex al stresului in viata.

Criticii au dezbatut si intrebarea daca ponderile generalizate ar trebui folosite sau daca ar fi mai bine sa nu se atribuie ponderi evenimentelor biografice in functie de magnitudinea lor. Baza empirica a acestei intrebari este ca masurarea perceptiei individului fata de un anumit eveniment prin care a trecut, facuta de obicei dupa ce rezultatul este cunoscut de catre individ, da corelatii mai apropiate de masurarea rezultatelor decat ar da un indice bazat pe scoruri generalizate ale schimbarii (Hinkle, 1974 ; Theorell, 1974 ; Vinokur si Selzer, 1975). Ne-ar surprinde daca rezultatele al fi altele. Problema este ca o masurare a schimbarii individualizata, de obicei post hoc, desi poate fi utila pentru intelegerea si tratarea cazurilor individuale, nu este o masurare pura a componentei de mediu intr-un proces de stres. Aceasta masurare este o rezultanta a componentei de mediu, a predispozitiei individului si a modului in care acesta evalueaza rezultatul. Daca vrem sa raspundem la intrebari de ordin etiologic despre impactul stresorilor din mediul inconjurator asupra starii de sanatate a indivizilor trebuie sa obtinem o masurare a stresorilor de mediu care sa nu se confunde cu predispozitiile si vulnerabilitatile individului, cu atat mai putin cu rezultatele.

Dat fiind aceasta concluzie, ne indreptam atentia spre trei probleme de metodologie legate de procedurile folosite la construirea scarilor ce reprezinta judecati generale : elaborarea listei de evenimente biografice, selectia evaluatorilor, si teste pentru a vedea daca evaluatorii sunt de acord in ceea ce priveste acordarea punctajelor. La fiecare dintre aceste trei teme vom prezenta, in primul rand, problemele existente ; in al doilea rand, metoda pe care o propunem pentru rezolvarea acestor probleme ; in al treilea rand, procedurile specifice pe care le-am folosit in aplicarea acestei metode la elaborarea scarii evenimentelor determinata cu ajutorul cercetarii psihiatrice epidemiologice (Psychiatric Epidemiology Research Interview - PERI); si in al patrulea rand, rezultatele obtinute in aceasta etapa a elaborarii scarii evenimentelor biografice.

ELABORAREA UNEI SCARI DE EVENIMENTE BIOGRAFICE

Probleme

Lista lui Holmes si Rahe (1967) de 43 de evenimente biografice, care a influentat continutul aproape tuturor celorlalte liste, a fost construita selectand evenimente « a caror aparitie a fost observata la momentul instalarii bolii » din reprezentarile biografice ale pacientilor (Holmes si Masuda, 1974 :46). Cea mai evidenta problema din aceasta procedura deriva din faptul ca aparitia bolii este deseori ceva subtil si care se intampla treptat, asa ca este dificil de identificat momentul. in consecinta, ne-am putea astepta ca o lista de evenimente care « apar la momentul instalarii bolii » sa includa unele evenimente care apar ca si efecte mai degraba decat agenti care ar putea fi responsabili de producerea perturbarii, iar lista lui Holmes si Rahe a fost criticata din acest punct de vedere. Hudgens (1974) a sugerat ca problema este una generala, estimand ca 29 din cele 43 de evenimente din lista lui Holmes si Rahe si 31 de evenimente din cele 61 din lista amplificata elaborata de Paykel Prusoff, si Uhlenhuth (1971) sunt « deseori simptome sau consecinte ale bolii » (p. 131).

Evenimentele din lista lui Holmes si Rahe (1967) au mai fost criticate si pentru ambiguitatea descrierilor lor. Tipul de ambiguitate care a atras cele mai multe critici se refera la dezirabilitatea evenimentului, cum ar fi « schimbarea responsabilitatilor la locul de munca » sau « schimbarea conditiilor de viata » (Miller, Bentz, Aponte, si Brogan (1974). Aceste critici au aparut, in parte, din descoperiri cum ca efectele pierderilor si efectele castigurilor difera ca tip si ca grad (Gersten et al., 1974 ; Paykel, 1974 ; Vinokur si Selzer, 1975), descoperire care ar putea fi greu de inteles din cauza descrierilor ambigue ale evenimentelor cu privire la dezirabilitate.

Metoda propusa

Nici lista lui Holmes si Rahe de 43 de evenimente biografice, nici lista amplificata de 61 de evenimente creata de Paykel si colegii sai (1971) si nici lista de 103 de evenimente pe care o vom prezenta nu se poate spune ca include toata gama de evenimente posibile. Noi presupunem ca orice lista este un esantion reprezentand un segment mai mare de al populatiei. in consecinta, este necesar sa raspundem la doua mari intrebari pentru a putea elabora o lista de evenimente biografice : cum definim evenimentele ce urmeaza a fi incluse in lista si care este segmentul de populatie de la care extragem evenimetele ? Desi nu se poate raspunde la nici una dintre aceste intrebari cu precizia cu care se pot rezolva probleme mai conventionale, ele au functia foarte importanta de a ne indrepta atentia spre faptul ca deciziile pe care le luam la elaborarea listei vor determina tipul inferentelor si al generalizarilor pe care le putem face.

Cercetatorii care au furnizat definitii ale evenimentelor biografice s-au ghidat, implicit sau explicit, dupa termenul de « stresant » ; adica au aratat ce au considerat ei ca se pot numi evenimente biografice producatoare de stres ( Antonovsky si Kats, 1967 ; Brown si Birley, 1968 ; Holmes si Rahe, 1967 ; Myers et al., 1972). Numitorul comun al acestor definitii pare sa fie cat se poate de apropiat de o definitie valida a evenimentelor selectate pentru crearea unei liste de evenimente biografice in contextul studiilor despre stresul in viata.

Sa ne referim, deci, la cea de-a doua intrebare : de la ce segement de populatie sa extragem evenimentele ? Aceasta intrebare generala da nastere la intrebari mai specifice legate de diferitele dimensiuni ale populatiei. Prima dintre acestea ne face sa ne gandim la amploarea experientei umane pe care vrem sa o reprezinte lista de evenimente. Ar fi ideal sa incercam sa reprezentam experienta de viata intregii omeniri dar acest obiectiv pare nerealist, data fiind varietatea contextelor sociale si culturale in care traiesc oamenii. Asadar, listele de evenimente au fost practic construite pentru doua subpopulatii intre care s-a facut distinctia din punct de vedere al contextului. Prima dintre acestea cuprinde evenimente universale ale experientei umane. Printre acestea se afla casatoria, nasterile, bolile, ranirile, accidentele si decesele si constituie un nucleu care va fi inclus in orice lista indiferent de contextul in care va fi folosita.

Al doilea subgrup de evenimente variaza in functie de contextul social si cultural. Astfel, spre exemplu, cand lista lui Holmes si Rahe (1967) de 43 de evenimente, care a fost initial creata din experientele pacientilor din mediul urban, din nord-vestul Statelor Unite, a fost folosita de catre Miller si colegii sai (1974) in mediul rural in Carolina de nord, al doilea grup de cercetatori au observat ca « o ipoteca mai mare de 10.000 de dolari este ceva aproape antitetic pentru locuitorul din mediul rural din Carolina de nord, in vreme ce un locuitor de la oras ar putea face usor un astfel de imprumut. in sudul rural, inca predomina mentalitatea generala a platii pe loc » (p. 271).

O intrebare legata de elementele incluse in lista se refera la sursa acesteia. Pentru primul subgrup, cercetatorii se pot baza fara grija pe cateva persoane care furnizeaza informatii si pot spera sa intocmeasca o lista completa. Mai mult, nu exista nici un motiv pentru a incepe din nou sa elaboram liste de evenimente pentru aceasta subpopulatie. Dimpotriva, nu putem conta pe intocmirea unei liste reprezentative din al doilea subgrup de evenimente nici consultand doar experienta proprie si pe cea a colegilor nici bazandu-ne pe liste elaborate in alte contexte. În schimb, cea mai buna garantie impotriva parohialismului sociocultural pare a fi intergoarea unui esantion de persoane, preferabil alese din contextul in care va fi utilizata lista de evenimente biografice.

Ultima recomandare ridica o problema specifica legata de procedura folosita de Holmes si Rahe (1967) la intocmirea listei si clasificarea numerica a SRRS. Ei s-au folosit de experienta a aproximativ 5000 de pacienti, dintre care majoritatea se presupune ca locuiau in nord-vestul Statelor Unite. Mai exact, ei s-au folosit de aceasta experienta pe o perioada limitata, aproape de instalarea bolii pacientului. Ne intrebam daca acesta este segmentul potrivit de populatie de la care sa extragem evenimente atunci cand construim o lista care sa fie utilizata in cercetarea etiologica, deoarece limiteaza drastic inferentele pe care le putem face. Nu putem trage concluzii din aceasta lista in ceea ce priveste masura in care evenimentele prin care au trecut persoanele din acel mediu se asociau cu aparitia bolii, ci numai despre gradul in care evenimentele asociate anterior cu instalarea bolii continuau sa fie asociate cu aceasta. Din acest motiv, sugeram ca, pentru a putea ajunge la concluzii mai generale si mai interesante cu privire la relatia dintre evenimente biografice si boala, sa fie creata o lista de evenimente specifica unui anumit context sociocultural, lista care sa aiba la baza experienta populatiei generale formata din persoane care traiesc in comunitatile adecvate precum si a altor grupuri de interes deosebit pentru cercetator.

Exista alte doua intrebari referitoare la populatia de la care sa se extraga o lista de evenimente biografice. cand vom discuta primele dintre aceste intrebari vom face o analogie. Dintr-un studiu menit sa anticipeze rezultatul unor alegeri, cercetatorul ar putea realiza un esantion al alegatorilor, fara sa acorde atentie celorlalte carctersitici ale lor, sau ar putea decide, de exemplu, sa imparta populatia din punct de vedere al rasei si sa obtina subesantioane de alegatori negri si alegatori albi, in special daca are interesul sa predictioneze voturile celor doua grupuri separat. Asa cum am mentionat mai devreme, una dintre criticile aduse listei lui Holmes si Rahe (1967) este ca multe dintre evenimente sunt descrise ca si schimbari fara a se specifica daca schimbarea este pozitiva sau negativa. O alta critica adusa acestei liste sau a altor liste este ca nu includ destule schimbari pozitive (Rahe, 1974). Aceasta critica sugereaza ca evenimentele ar trebui stratificate in functie de dezirabilitatea lor pentru a realiza un esantion mai reprezentativ din fiecare strat si sa testeze mai bine efectele lor separate asupra bolii sau a alte rezultate.

Exista multe alte dimensiuni in functie de care pot fi « stratificate » evenimentele biografice, de exemplu evenimente petrecute de curand sau mai demult. Deoarece este insa nepractic sa stratificam evenimentele pe toate dimensiunile care ne-ar putea interesa, trebuie sa decidem, atunci cand elaboram o lista, asupra celor mai importante dimensiuni din punct de vedere teroretic sau al capacitatii de predictie pentru a stratifica evenimentele. Este foarte important sa luam aceasta decizie in cazul selectarii evenimentelor biografice, deoarece, spre deosebire de cazul alegatorilor, a caror rasa va fi inregistrata fie ca se tine cont de criteriul rasei sau nu, caracteristicile evenimentelor care au fost ignorate cand s-a intocmit lista nu sunt de obicei constatate in alte intrebuintari ale listei.

Întrebarea finala si cea mai importanta privind grupul de evenimente ce urmeaza a fi selectate este legata de posibilitatea de a le examina prin prisma legaturii lor cu anticiparea rezultatului bolii. S-a argumentat ca multi dintre itemii din listele actuale de evenimente biografice reprezinta indicatori sau efecte ale bolii mai degraba decat evenimente independente ce ar putea contribui la aparitia acesteia si deci ar trebui sa fie analizate foarte atent inainte de a fi incluse in lista (cf. Brown, 1974 ; Hudgens, 1974). Pentru a intelege mai bine aceasta problema, sa luam niste exemple concrete. Doua dintre evenimentele din lista lui Holmes si Rahe (1967) au fost mentionate ca fiind mai curand indicatori decat antecedente ale unei game largi de boli : schimbarea obiceiurilor de masa si de somn. Mai mult, elemente ca boala si ranirea, daca nu sunt clar specificati in fiecare caz din punct de vedere al continutului, ridica aceeasi problema. Prin contrast, evenimente cum ar fi decesul si bolile altora clar nu reprezinta nici indicatori nici consecinte ale bolii unui subiect. Este deci evident ca evenimentele din prima clasa nu ar trebui selectate la elaborarea unei liste, ci cele din cea de-a doua.

În afara de aceste cazuri relativ clare, exista un grup mare de evenimente a caror legatura cu boala este deseori ambigua. Acestea sunt deosebit de numeroase atunci cand rezultatul ce trebuie anticipat este tulburarea psihologica si nu o boala fizica. Astfel, concedierea, divortul sau alte probleme, precum si realizari cum ar fi o promovare, pot fi ori efecte ori antecedente ale starii psihologice a subiectului (cf. Dohrenwend, 1974). Întrebarea este daca evenimentele din aceasta categorie trebuie excluse atunci cand se elaboreaza o lista. Pe de o parte, Hudgens (1974) este de parere ca ar trebui incluse. Pe de alta parte, Dohrenwend (1974) a sugerat ca aceste evenimente sa fie considerate un strat separat. Pe scurt, el a identificat trei straturi care au implicatii etiologice diferite pentru boala fizica si pentru tulburarile psihologice : evenimente care sunt confundate cu starea psihologica a subiectului ; evenimente care sunt semne de boala fizica sau ranire ; si evenimente care au loc independent de sanatatea fizica sau de starea psihologica a subiectului.

Pentru a elabora o lista completa de evenimente, sugeram ca stratificarea celor trei clase de evenimente identificate de Dohrenwend (1974) este de preferat in locul excluderii primelor doua categorii. Excluderea primei categorii ar impiedica cercetarea rolului evenimentelor, cum ar fi divortul, care pot fi ori independente ori confundate cu tulburari psihologice sau depresie, in functie de imprejurari. Progresul studiilor despre efectele acestor evenimente va depinde de dezvoltarea unor teste adecvate pentru determinarea circumstantelor si cronometrarea evenimentelor. Excluderea celei de-a doua categorii ar impiedica cercetarea unor probleme importante privind legatura intre bolile fizice si tulburarile psihologice sau depresie.

Un argument in plus pentru realizarea unei liste exhaustive deriva din analiza situatiilor extreme cum ar fi razboiul, lagarele de concentrare si dezastrele naturale si cele provocate de om. Analiza acestor situatii extreme sugereaza ca ele au in comun o triada patogena de evenimente si stari concomitente, ce cuprind epuizarea fizica, pierderea suportului social, si evenimente nefaste altele decat boli fizice sau raniri pe care individul nu le poate controla. În viata civila normala, s-ar putea aproxima circumstantele producatoare de stres caracteristice acestor situatii extreme daca, intr-o perioada de timp relativ scurta, un individ sufera de exemplu de epuizare fizica din cauza unei boli sau a unei raniri, pierde suportului social datorata mutarii in alta zona geografica si trece printr-o intamplare nefasta cum ar fi moartea unei persoane iubite (Dohrenwend, 1979 ; Dohrenwend si Dohrenwend, 1978). Este deosebit de important, asadar, sa ne asiguram ca evenimente din toate cele trei elemente ale acestei triade patogene de evenimente sunt reprezentate in mod adecvat.

În general, propunem ca elaborarea unei liste de evenimente sa fie privita ca o problema de selectie si sa se acorde atentie mai multor straturi la realizarea selectiei..

Proceduri folosite la realizarea listei de evenimente PERI

Scara de evenimente biografice PERI a fost realizata in cadrul unui studiu in New York menit sa dezvolte metode de cercetare psihiatrica epidemiologica pentru segmentele de populatie ale comunitatii. Un esantion al evenimentelor biografice ce ar putea fi caracteristic orasului New York a fost realizat pe baza experientei populatiei locale. Acest lucru s-a facut in cadrul a doua studii anterioare in sectorul Washington Heights (Dohrenwend, 1974 ; Dohrenwend, 1970-71).

Principala intrebare pe care le-am pus-o subiectilor pentru a obtine de la ei evenimente de viata cauzatoare de stres a fost "Care a fost ultima intamplare din viata dumneavoastra care a provocat o intrerupere sau o schimbare, pozitiva sau negativa, in activitatile dumneavostra obisnuite?" Daca nu primea nici un raspuns, intervievatorul folosea urmatoarea procedura standard: "De exemplu, evenimente care sa va afecteze slujba, starea de sanatate fizica, conditiile in care locuiti, relatiile cu alti membri ai familiei, cu prietenii, sau valorile sau convingerile personale. ». Daca subiectul isi amintea un eveniment major, i se puneau urmatoarele intrebari : « cand s-a intamplat ? » « Ce s-a intamplat ? » Alte cateva intrebari li s-au pus despre evenimente « aproape la fel de importante » care au avut loc de atunci.

Lista de 102 de evenimente a fost construita pe baza listelor anterioare, pe baza experientelor cercetatorilor si a evenimentelor raportate in cele doua studii din Washington Heights mentionate anterior. Am exclus din lista evenimentele mai subiective, in sensul ca sunt dificil sau imposibil de verificat atat din punct de vedere teoretic cat si practic, independent de raportarea lor de catre subiecti. Deoarece cercetarile anterioare au sugerat importanta dezirabilitatii evenimentelor pentru anticiparea rezultatelor bolilor, am incercat sa specificam aceasta caracteristica in descrierea evenimentelor incluse in lista, cu intentia de a reduce ambiguitatea lor precum si de a spori numarul evenimentelor pozitive.

Rezultate

Tabelul 21-1 prezinta lista PERI in ordinea si cu formularea in care itemii li se infatiseaza respondentilor. Fiecare eveniment este clasificat in primul rand in functie de posibilitatea aparitiei sale independent de un context anume sau de limitarea la unele tipuri de contexte socioculturale si, in al doilea rand, in functie de castigul, pierderea sau ambiguitatea in aceasta privinta. Aceste clasificari au fost facute pe baza unui consens intre patru evaluatori. Fiecare eveniment este de asemenea clasificat din urmatorul punct de vedere  : este o posibila consecinta a starii psihologice a subiectului care il raporteaza, un indicator al bolii fizice sau al ranirii, sau o intamplare ce are loc independent de starea fizica sau psihologica a subiectului. Aceasta clasificare depinde in parte de cazul in care respondentul a fost personajul principal al evenimentului. Observati totusi ca personajul principal al unui eveniment nu este mentionat in descrierea evenimentului ci trebuie determinat, aceasta constituind o informatie suplimentara in intrebarile despre evenimentele traite de oameni. O consecinta a acestei ambiguitati in descrierea evenimentelor va fi discutata atunci cand ne vom ocupa de interpretarea scorul acordat magnitudinii.

În coloana a cincea a tabelului 21-1, aratam daca un eveniment trait de catre un respondent, sau, in cateva cazuri de catre cineva apropiat acestuia (sot/sotie sau copil), face parte din triada patogena ipotetica ; si anume, daca un eveniment nefast, care are capacitatea de a provoca epuizare fizica, sau un eveniment (altul decat cele nefaste) poate sa implice pierderea suportului social. in unele cazuri, un eveniment, cum ar fi schimbarea scolii sau a programelor de pregatire ar putea implica atat pierderea suportului social (din partea vechii scoli) cat si castigul suportului social (din partea noii scoli), fara a putea spune clar daca pierederea depaseste castigul. Astfel de evenimente au un semn de intrebare, aceasta insemnand ca ar putea fi nevoie de mai multe informatii pentru a putea determina acest lucru. Observati de asemenea : clasificarea evenimentelor precum boli fizice sau raniri in functie de persoana careia i s-au intamplat - respondentul sau cineva apropiat acestuia.

Ultima coloana din tabelul 21-1 contine clasificarea magnitudinii evenimentelor. Cum a fost aceasta realizata constituie urmatoarea noastra tema.

TABEL 21-1

Clasificarea evenimentelor biografice conform PERI

a)       Amploarea contextului: U = universal; L = limitat

b)       Dezirabilitate : + = castig ; ? = ambiguu ; - = pierdere

c)       Relatia cu etiologia : H = evenimente privind starea de sanatate fizica a respondentului ; P = posibilitatea confundarii cu starea psihologica a respondentului ; I = independent de starea de sanatate fizica sau de starea psihologica a respondentului.

d)       Elemente ale triadei patogene : FN = eveniment nefast (fateful event) ; LSS = pierderea suportului social (loss of social support) din alte cauze decat evenimente nefaste sau evenimente care duc la epuizare fizica; PE = posibil eveniment ce duce la epuizare fizica; ? = depinde de context

e)       Clasificare : C = consensuala ; S = in functie de statut ; N = discrepanta din cauza CV mai mare de .8 ; I = discrepanta din cauza efectului imposibil neinterpretabil al interactiunii.

f)        Media aritmetica a fost calculata ca si media punctajelor subgrupurilor pentru a evita ponderea inutila a subgrupurilor reprezentate redundant in esantion.

g)       Aceste punctaje au la baza mediile reale ale esantioanelor, spre deosebire de mediile aritmetice ale scorurilor subgrupurilor, prezentate in coloana precedenta. La calcularea mediilor reale fiecarei persoane i s-a atribuit aceeasi pondere; asadar, subgrupurilor inegale ca dimensiuni li s-au atribuit ponderi inegale, in functie de dimensiunile lor. Aceste scoruri nu sunt deci redundante cu cele din coloana anterioara.

SELECTIA EVELUATORILOR

Probleme

Cu exceptia unui studiu in mediul rural in Carolina de Nord (Miller et. al., 1974), toate scorurile raportate pentru lista de evenimente a lui Holmes si Rahe au fost obtinute de la persoane selectate mai degraba fiindca erau disponibile decat cu scopul de a reprezenta o anumita populatie. În mod similar, evenimentele din lista creata de catre Paykel si colegii sai (1971) au fost obtinute de la persoane care erau « la indemana », mai exact pacienti la psihiatrie si rudele lor, iar punctarea unui instrument ce a avut la baza o combinatie intre aceste doua liste a fost facuta de catre « personalul medical si . membri comunitatii locale altii decat personalul medical . dinspre clasele socioeconomice superioare » (Tennant si Andrews, 1976 :29). În studiul din Carolina de Nord, un esantion reprezentativ a fost selectat din mediul rural, dar estimarea esantionului final de evaluatori este grea deoarece nu exista nici o informatie privind numarul de persoane din esantionul initial care nu au indeplinit sarcina acordarii scorurilor.

Este clar din descrierile rezultatelor obtinute de la aceste esantioane de evaluatori ca ele erau menite sa reprezinte un segment mai amplu de populatie, uneori un anumit grup etnic (Komaroff et al., 1968), alteori o regiune geografica (Miller, Bentz, Aponte, si Brogan, 1974), iar alteori un popor (Masuda si Holmes, 1967b). Daca cercetatorilor le revine sarcina de a aduce dovezi ca esantioanele lor de evaluatori reprezentau intr-adevar segmentele de populatie mentionate, este clar ca, probabil cu exceptia lui Miller si a colegilor sai, ei nu au dovezi ca sa sustina acest argument. În orice caz, daca privim din punctul de vedere al criticilor, exista vreun motiv pentru a crede ca un esantion format din persoane disponibile nu ar putea reprezenta populatia din care a fost selectat ? Studiile cercurilor sociale au demonstrat ca un grup de oameni recrutati pe baza unui set de activitati comune sau a altor asocieri este probabil mai omogen in alte privinte decat un esantion reprezentativ al populatiei (cf. Askenasy, Dohrenwend si Dohrenwend, 1977).

Metoda propusa

Punctarea evenimentelor in functie de magnitudinea lor poate fi generalizata cu incredere numai daca evaluatorii sunt selectati din randurile populatiei adecvate. Aceasta populatie este aceea pentru care evaluarea magnitudinii va fi folosita ca masurare a gradului de stres al anumitor evenimente in studiile efectelor evenimentelor biografice. Daca acest segment de populatie este heterogen cu privire la caracteristici cum ar fi etnia, care ar putea fi asociate cu diferente de perceptie in ceea ce priveste gradul de stres al unor evenimente, ar putea fi ales un esantion stratificat care sa includa un numar egal de evaluatori din grupuri diferite mai degraba decat un esantion reprezentativ. Aceasta stratificare ar oferi o baza mai eficienta pentru testarea diferentelor de grup atunci cand se face evaluarea, in special daca intre grupurile ce trebuie comparate a existat o inegalitate flagranta in ceea ce priveste populatia din care s-a facut selectia.

Selectia evaluatorilor pentru acordarea de scoruri evenimentelor biografice ale PERI

Istoria esantionului de judecatori care au clasificat evenimentele biografice ale PERI implica ceea ce am putea numi trei generatii de evaluatori. Prima generatie consta in 2627 de adulti cu varste cuprinse intre 21 si 64 de ani, selectati din toate cele cinci sectoare ale orasului New York pe o baza stricta a probabilitatilor. Acestia fusesera intervievati cu aproximativ patru ani in urma in legatura cu starea lor de sanatate fizica si ingrijirea medicala de catre persoane de la Centrul pentru Cercetare Sociala din cadrul Centrului Absolventilor Universitatii Municipale din New York. Acest studiu a obtinut un excelent rezultat de 84%.

Cea de-a doua generatie a avut ca scop formarea unui subesantion de 250 de capi de familie de sex masculin si feminin, casatoriti sau necasatoriti, cu varste cuprinse intre 21 si 64 de ani, pentru a studia legatura dintre evenimentele biografice si simptomatologia psihiatrica (Dohrenwend, 1976). in cazul cuplurilor sot si sotie, un procedeu similar datului cu banul a decis cui i se va lua interviul, persoanei de sex masculin sau feminin. Pentru a facilita comparatiile statistice, esantionul a fost format 30% din negri, 30% din portoricani, si 40% din albi care nu erau portoricani. in cadrul fiecaruia dintre cele trei grupuri etnice, s-au cautat proportii similare pentru fiecare din trei clase. Aceste clase, specificate in functie de anii de invatamant ai capului de familie (persoana de sex masculin in cazul cuplurilor casatorite), cuprindeau persoane de la absolventii unei forme de invatamant inferioare liceului pana la absolventi de liceu care nu erau absolventi de colegiu ; pana la absolventi de colegiu sau o forma superioara de invatamant. De data aceasta, totusi, rezultatul primei runde de interviuri a fost de 60, 4% din cei 311 de subiecti ne-am propus sa-i intervievam. Acest rezultat a fost mai scazut decat rezultatul asteptat de 75, 0%, si am ramas cu 200 de interviuri in loc de 250.

Studiul punctarii evenimentelor PERI a utilizat a treia generatie, care presupunea mersul in vizita la cele 200 de case unde se tinusera interviurile in urma cu aproximativ doua saptamani. Aceasta generatie era formata initial din sotii/sotiile respondentilor intervievati pentru cel de-al doilea studiu (Dohrenwend, 1976). Aproxmativ 10% dintre acestia au refuzat. Deoarece 56 dintre respondentii selectati pentru al doilea studiu nu erau casatoriti, esantionul de evaluatori a fost completat de 30 de persoane alese din esantionul original din New York. Interviurile finale au fost obtinute de la 124 de subiecti. Evident, posibilitatea de a stratifica datele asa cum am intentionat pe baza datelor cercetarilor anterioare ne-a costat scump prin refuzul persoanelor de a raspunde la intrebarile interviului. Acesti 124 de subiecti reprezinta membrii cei mai stabili si cei mai cooperanti din esantionul original numai din punct de vedere al locatiei.

Procesul de acordare a scorurilor

Evenimentele ce trebuiau clasificate au fost cele 101 prezentate in Tabelul 21-2, excluzand casatoria care a fost coeficientul folosit ca etalon pentru evaluarea celorlalte. Evenimentele in ordine aleatorie au fost apoi trecute intr-o lista ce se intindea pe patru pagini, si au fost date evaluatorilor prin rotatie pentru a monitoriza posibile efecte ale ordinii asupra acordarii punctajelor.

Instructiunile utilizate au fost cele create de Komaroff si colegii (1968) pentru evaluatori apartinand claselor inferioare, cu mai putina scoala. Aceste instructiuni au o formulare mai simpla decat instructiunile initiale folosite pentru scara readaptarii sociale a lui Holmes si Rahe (1967) dar altfel sunt echivalente cu acestea. Noi am utilizat instructiunile mai simple deoarece am inclus atat evaluatori cu ani putini de invatamant cat si evaluatori cu un nivel inalt de educatie in esantionul nostru.

Rezultate

Nu exista nici un semn in studiile publicate anterior, in afara de unul singur carea a folosit evaluatori disponibili, ca vreunul din subiecti a avut dificultati in ceea ce priveste sarcina clasificarii. Acest lucru ni se pare surprinzator fiindca ni s-a demonstrat clar ca multi dintre evaluatorii nostri au avut probleme serioase cand au indeplinit aceasta sarcina. cand au fost analizate interviurile complete, a trebuit sa renuntam la 32 de seturi de scoruri, marea majoritate provenind de la evaluatorii din clasele inferioare deoarece nu respectasera instructiunile de acordare a punctajelor. Cei 32 de evaluatori au fost eliminati pe baza urmatoarelor fapte.

TABEL 21-2

Etnia si educatia capului de familie ; sexul a 92 de evaluatori care au indeplinit cu succes sarcina de clasare si a 32 de evaluatori care nu au urmat instructiunile ^a

a Numarul de deasupra diagonalei se refera la evaluatorii care au indeplinit sarcina satisfacator si numarul de sub diagonala la cei care nu au facut acest lucru.

La paipsrezece s-a renuntat deoarece scorurile lor erau ori foarte imcomplete ori, dupa cum li s-a parut la cel putin doi cercetatori, erau in contradictie cu instructiunile. Unii dintre acesti 14 respondenti au dat raspunsuri aparent rigide, cum ar fi multi de 0 si de 1000 ; altii au scris « mai putin de 500 » ; iar altii au refuzat sa accepte coeficientul casatoriei ca fiind 500 de puncte, adica l-au modificat la 1000 de puncte, la 20 de puncte, sau la 0 puncte. Unul dintre respondenti a afirmat ca acest coeficient nu i se aplica lui din moment ce nu era casatorit. Alti respondenti au spus ca aceasta sarcina a fost prea grea. S-a renuntat la optsprezece din cei 32 de evaluatori pe baza descoperirii precedente ca evenimentele dezirabile au avut o medie de clasificare a schimbarii produse ce s-a situat mult sub media schimbarii pentru evenimentele indezirabile (Dohrenwend, 1973 ; Vinokur si Selzer, 1975). Asadar, evaluatorii la care media clasificarii schimbarii pentru evenimentele dezirabile a fost mai mare decat media pentru evenimentele indezirabile au fost eliminati pe baza asumptiei ca nu urmasera instructiunile pentru a clasifica evenimentele in functie de amploarea schimbarii produse ci in schimb le-au clasificat in functie de dezirabilitate. Aceasta problema a fost probabil predominanta in special la acesti evaluatori pentru ca, inainte de a clasa evenimentele biografice, li s-a dat sarcina de a clasa simptome ale tulburarilor psihologice in ceea ce priveste dezirabilitatea lor sociala. Se pare ca unii evaluatori au facut acelasi lucru si pentru clasarea evenimetelor biografice.

Tabelul 21-1 ii descrie pe cei 92 de evaluatori care au indeplinit cu succes sarcina de clasare si pe cei 32 care nu au respectat instructiunile de clasare. Este posibil ca in studiile precedente subiectii care au avut dificultati la indeplinirea acestei sarcini nu au participat la ea de bunavoie. Daca este asa, grupul de 92 de evaluatori trebuie considerat a fi asemanator cu un esantion « disponibil » in loc de un esantion reprezentativ al populatiei generale in aceasta privinta. Pe de alta parte, esantionul de 92 de evaluatori contrasteaza cu esantioanele disponibile in aceea ca persoanele nu au fost selectate din unul sau mai multe cercuri sociale ale caror membri, chiar daca nu apartineau unei anumite forme de organizare, ne puteam astepta sa aiba anumite valori, interese si tipare comportamentale in comun (Askenasy, Dohrenwend si Dohrenwend, 1977).

ALTA PROBLEMA : OCAZOINAL, PUNCTAJELE NU SE ACORDA CONFORM INSTRUCTIUNILOR

Unii dintre cei 92 de evaluatori au clasat evenimentele mai degraba in functie de cum au perceput anumite evenimente decat in functie de schimbarea pe care o produc. De exemplu, un evaluator a acordat 1 million de puncte atat mortii unui copil cat si mortii sotului/sotiei. Prin contrast, a atribuit numai 900 de puncte nasterii primului copil. Alt respondent a atribuit 1 million de puncte mortii sotului/sotiei si 10 milioane de puncte mortii unui copil dar numai 500 de puncte nasterii primului copil. Aceste punctaje, care par sa exprime cat de impresionat a fost evaluatorul de un anumit eveniment in loc sa estimeze schimbarea produsa de acesta, sunt considerate in mod clar erori deoarece contravin sarcinii pe care a primit-o. Prezenta erorilor in acordarea punctajelor a fost de asemenea sugerata intr-o analiza a corelatiilor intre media punctajelor acordate celor 101 de evenimente de catre evaluatori diferiti din punct de vedere al clasei sociale (Askenasy, Dohrenwend, si Dohrenwend, 1977).

Aceste punctaje acordate aparent subiectiv nu pot fi ignorate deoarece ar putea duce la rezultate inselatoare ale testelor facute pentru a determina daca a existat o concordanta intre punctajele acordate anumitor evenimente de catre evaluatori din diferite grupuri sociale. În functie de distributia punctajelor extreme in cadrul grupurilor supuse testarii, clasarile obiective ar putea duce fie la primul tip de erori statistice fie la al doilea. Daca punctajele foarte mari au fost concentrate intr-un singur grup ele ar putea, prin ridicarea mediei acelui grup, sa produca in mod eronat o diferenta seminificativa de grup din punct de vedere statistic. Pe de alta parte, daca nu ar avea acest efect, ar putea, prin cresterea variatiei in cadrul grupului, sa duca la acceptarea eronata a ipotezei nule, aceasta insemnand ca nu exista nici o diferenta intre grupuri. Astfel, a trebuit sa se ia masuri in legatura cu aceste estimari aparent subiective si prin urmare gresite inainte de analiza punctajelor cu scopul de a diferentia grupurile.

Cand avem motive sa credem ca unele punctaje izolate dintr-o distributie au fost selectate dintr-un segment de populatie diferit de cel care a facut restul distributiei, poate fi folosita o tehnica de ajustare a datelor numita « winsorization » (Winer, 1971). Aceasta procedura este potrivita atunci cand, de exemplu, cum este si cazul nostru, evaluatorii aparent nu urmeaza instructiunile. Tehnica aceasta consta in substituirea punctajului imediat urmator celui mai mare din distributia punctajelor pentru un anumit eveniment cu una sau mai multe dintre valorile cele mai mari si inlocuirea scorului imediat urmator celui mai mic cu un numar egal de valori dintre cele mai mici din distributia punctajelor pentru acel eveniment. Ajustarea scorurilor la capatul « sigur » al distributiei este menita sa echilibreze efectul asupra mediei ajustarii scorurilor « dubioase ». În aceasta privinta, tehnica « winsorization » este similara ajustarii, in cazul careia acelasi numar de scoruri este eliminat de la ambele capete ale distributiei. Spre deosebire de simpla ajustare insa aceasta tehnica nu reduce numarul de scoruri pe care se bazeaza estimarea mediei distributiei.

Problema cea mai importanta in implementarea acestei tehnici este in ce masura sa fie aplicata. Pentru luarea acestei decizii, am analizat distributia punctajelor pentru fiecare eveniment. Am observat ca acolo unde erau punctaje mari, frecventa acestora se reducea cu oarecare regularitate pana la aproximativ 2000; punctajele mai mari de atat erau in general izolate, desi tindeau sa apara destule punctaje de 5000. Pentru toata lista de evenimente, din cele 43 de punctaje de 5000 sau mai mari, 19 au fost exact de 5000. Considerand ca aceste punctaje de 5000, cifra rotunda, care apareau frecvent ar putea reprezenta punctul in care nu s-a mai incercat estimarea schimbarii produse de un eveniment si au inceput sa apara raspunsurile subiective, am aplicat intai aceasta tehnica tuturor punctajelor de 5000 sau mai mari, precum si unui numar egal de punctaje scazute pentru aceleasi evenimente. Daca un eveniment avea un punctaj de 5000 sau mai mult si existau mai multe scoruri cu cea mai mica valoare, s-a dat cu zarul sau cu banul pentru a decide caruia dintre punctajele mici i se va acorda urmatoarea valoare. În acest mod, 43 de perechi de punctaje mari si mici distribuite la 26 de evenimente au fost schimbate si s-a acordat punctajul imediat urmator.

Decizia de a aplica aceasta tehnica punctajelor de 5000 sau mai mari nu a eliminat toate scorurile mari care pareau a fi izolate de distributiile in care au aparut. Pentru a testa efectul modificarii acestor scoruri relativ izolate, am aplicat tehnica tuturor punctajelor de 3000 sau mai mari. De data aceasta s-au luat 55 de perechi de scoruri mari si mici distribuite la 33 de evenimente. Comparatia primelor rezultate cu acestea din urma, in care tehnica a fost aplicata mai radical, a aratat ca procedura mai radicala a redus variabilitatea unora dintre evenimentele mai putin variabile. Dimpotriva, aplicarea acestei tehnici scorurilor de 5000 sau mai mari a redus numai variabilitatea evenimentelor cu grad mare de variabilitate. Asadar, aceasta tehnica s-a limitat la punctaje de 5000 sau mai mari si la perechi de scoruri mici ale acelorasi evenimente. Distributia scorurilor carora li s-a aplicat aceasta tehnica la evaluatori in functie de clasa sociala, etnie si sex este reprezentata in tabelul 21-3. Distributia acestor 43 de perechi de scoruri la evenimente este prezentata in alta parte (Dohrenwend, Krasnoff, Askenasy, si Dohrenwend, 1978).

TABEL 21-3

Distributia perechilor de scoruri carora li s-a aplicat tehnica « winsorization » in functie de statutul evaluatorilor

Anii de invatamant

22^a

17

4

Negru    11^a

Portorican    2

Alb, alta nationalitate

decat portorican 30

Sex

Masculin     20^a

^a Un singur evaluator a acordat noua dintre aceste scoruri

TESTAREA CONCORDANTEI DINTRE PUNCTAJELE EVALUATORILOR

Probleme

Holmes si colegii sai (Holmes si Rahe, 1967 ; Holmes si Masuda, 1974) au argumentat, bazandu-se pe doua descoperiri ca scorurile evenimentelor biografice din lista lor sunt universal acceptate. Prima descoperire este urmatoarea: corelatiile intre mediile punctajelor tuturor evenimentelor au fost in general peste .90 in cazul evaluatorilor selectati in functie de sex, etnie, varsta sau alte caracteristici (Holmes si Rahe, 1967). În orice caz, corelatii stranse intre mediile scorurilor grupurilor de evaluatori pentru intreaga lista nu impiedica diferentele intre aceste grupuri in ceea ce priveste magnitudinea punctajelor pentru anumite evenimente, iar astfel de diferente au fost de altfel descoperite (Miller, Bentz, Aponte, si Brogan, 1974).

A doua descoperire pe care se bazeaza argumentul lui Holmes si al colegilor sai in favoarea acceptarii scorurilor pentru lista lor ca fiind universale se refera la natura variabilitatii intre evaluatori luati individual. Masuda si Holmes (1967a) a aratat ca eroarea standard a mediei geometrice a scorurilor a crescut ca si functie liniara a valorii mediei geometrice, fiind astfel in conformitate cu legea lui Ekman care spune ca variabilitatea seturilor de scoruri descreste pe masura ce media seturilor creste. Totusi, chiar daca variabilitatea din cadrul unui set de scoruri poate fi explicata intr-o oarecare masura prin legea lui Ekman, variabilitatea punctajelor anumitor evenimente inca poate fi considerata inacceptabil de mare atunci cand este testata prin alte criterii explicite.

Metoda propusa

Scorurile acordate de catre evaluatorii schimbarii produse de un anumit eveniment pot reflecta trei situatii care se exclud una pe alta : acordul universal, diferente intre persoane in functie de clasa sociala sau alte caracteristici, sau diferente intre persoane fara legatura cu vreo caracteristica. Prima situatie am denumit-o consens ; a doua, diferente in functie de statut ; a treia - discrepanta. Un model de clasificare a scorurilor evenimentelor in aceste trei categorii este prezentat in Figura 21-1.

Procesul de clasificare incepe cu o analiza conventionala a variatiei, cu intrebarea daca exista o interactiune semnificativa intre variabilele statutului social in functie de care au fost imparititi pe categorii evaluatorii. Daca se descopera ca exista, urmatoarea intrebare este daca aceasta interactiune are o legatura importanta cu continutul evenimentului. Daca da, scorurile acordate evenimentului sunt incadrate in categoria scorurilor care reflecta diferente in functie de statut, notate cu S. Daca nu, ele sunt clasificate ca fiind discrepante, notate cu N₁ pentru a indica o interactiune semnificativa. Daca nu se descopera nici o interactiune semnificativa intre variabilele de statut, urmatoarea intrebare, asa cum se intampla in cazul analizei variatiei, este daca exista efecte semnificative. Daca da, scorurile evenimentelor sunt, printr-o a doua metoda, clasificate ca si reflectand diferente in functie de statut (notata cu S). in acest punct, la fel ca si acolo unde diferentele in functie de statut sunt descoperite prin intermediul unui efect puternic de interactiune, este necesar, pentru a ne fi de folos pe viitor, sa inregistram aceasta diferenta care a fost identificata.

Unde nu se descopera nici un efect semnificativ, am decis ca scorurile nu reflecta diferente legate de vreuna din categoriile identificate pe baza datelor analizate. Întrebarea care ramane este daca punctajele ar trebui clasificate ca si consensuale ( C) sau ca discrepante (N - noisy). Pentru a raspunde la aceasta intrebare este necesar sa decidem gradul de variatie neexplicata pe care il acceptam la scorurile din categoria celor consensuale. În mod ideal, aceste scoruri n-ar trebui sa fie variabile. În practica totusi, chiar si la scorurile stimulilor fizici lipsiti de ambiguitate, experienta in cazul estimarii magnitudinii arata ca

Figura21-1

Aprecierea subiectiva a magnitudinii este inerent un fenomen al discrepantei. Oamenilor le este greu sa descrie o senzatie din punct de vedere al cantitatii, iar factorii care afecteaza rezultatul sunt numerosi si subtili. Rabdare si experienta reusesc probabil sa elimine in parte variatia, dar intotdeauna va ramane o anumita cantitate ireductibila reprezentand un nivel dincolo de care incepe incertitudinea. (Stevens, 1957 :167)

Statistica pe care ne bazam atunci cand decidem daca scorurile unui eveniment sunt consensuale sau indica discrepanta este coeficientul de variatie (CV), care este deviatia standard a scorurilor impartite la media lor. Aceasta statistica este mai adecvata decat numai deviatia standard deoarece verifica aplicarea legii lui Ekman, conform careia variabilitatea creste in timp ce media descreste. Asa cum am mentionat mai devreme, s-a demonstrat ca aceasta relatie este adevarata in ceea ce priveste estimarea magnitudinii evenimentelor biografice (Holmes si Masuda, 1974).

În modelul general prezentat in Figura 21-1 nu exista nici o regula specifica cu privire la CV care separa seturile de scoruri consensuale de cele care arata discrepanta. În schimb, in absenta oricarei informatii prealabile in legatura cu gradul de dispersie ce este posibil sa apara la scorurile evenimentelor biografice, am aratat ca utilizatorul alege o valoare (V) atunci cand aplica acest model. În mod similar, pentru etapele anterioare ale modelului privind interactiunea si efectul esential al variabilelor statutului, nu a fost stabilita o anumita valoare alpha, ci trebuie aleasa de catre utilizator.

La aplicarea modelului la punctajele evenimentelor biografice apartinand PERI am avut de-a face cu alte probleme care au aparut din reducerea esantionului cauzata de refuzuri si de pierderea evaluatorilor care nu au urmat instructiunile pentru sarcina de acordare a scorurilor. Aceste probleme erau legate de distribuirea evaluatorilor in subgrupuri in functie de statut si de numarul de evaluatori raportat la numarul de evenimente estimate.

Problema legata de distribuirea evaluatorilor pe subgrupuri in functie de statut in studiul acordarii de scoruri evenimentelor biografice PERI

Înainte de a alege valorile alpha si V si de a aplica modelul din figura scorurilor evenimentelor biografice PERI, a trebuit sa ne ocupam de o problema care a aparut atunci cand am analizat distribuirea evaluatorilor in subgrupuri care urmau a fi formate in scopul testarii efectelor interactiunii. Asa cum arata tabelul 21-3, trei dintre aceste subgrupuri au fost reprezentate de catre un un singur evaluator fiecare. Pentru a evita posibilitatea de a interpreta efectele interactiunii avand la baza punctaje acordate de catre un singur reprezentant, i-am exclus pe acestia trei din analiza. Astfel, rezultatele noastre pentru scara evenimentelor biografice PERI au provenit din scoruri de la 89 de judecatori.

Alegerea valorilor alpha si V pentru aplicarea modelului la scorurile evenimentelor biografice PERI

Cand am ales valoarea alpha a trebuit sa luam in calcul tipul 1 si tipul 2 de erori in ceea ce priveste testele F care cuprind primele doua etape ale modelului schematizat in Figura 21-1. Totusi, trebuie specificat aici ca aceste erori au implicatii diferite in in contextul modelului si al testarii prin metoda ipotezei experimentale. În situatia din urma, alternativa unei ipoteze experimentale este ipoteza nula. În contextul modelului, alternativa la ipoteza diferentelor de grup nu este pur si simplu o ipoteza nula adica nici o diferenta intre grupuri datorata proportiei F neinsemnate, aceasta ducand la implementarea unei etape urmatoare a modelului, in care scorurile ar putea fi clasificate ca si consensuale. Astfel, o greseala de tip 2 in testarea diferentelor de grup poate duce la o clasificare gresita scorurilor ca fiind consensuale. Din cauza posibilitatii acestei clasificari eronate, cand am ales alpha am fost la fel de atenti la rata greselilor de tip 2 ca si la frecventa greselilor de tip 1, aceasta insemnand ca alegerea valorii alpha a fost menita sa echilibreze diferite tipuri de erori care ar putea fi produse de modelul de decizie.

Cand am ales valoare alpha nu am reusit sa rezolvam problema anticiparii frecventei erorilor pentru teste F multiple, in parte din cauza numarului mic de evaluatori raportat la numarul testelor pe care intentionam sa le dam. Fiindca datele au fost atat de limitate, am ales un nivel alpha bazat pe implicatiile unui anumit nivel pentru un singur test mai degraba decat pentru cele 707 de teste nonindependente care faceau parte din proiectul nostru.

Pentru alegerea unui nivel alpha am luat in considerare implicatiile sale pentru erorile de tip 2 analizand curbele puterii adecvate marimii esantionului nostru pentru a testa diferentele intre grupuri (Cohen, 1969). Aceste curbe vor fi diferite in functie de numarul grupurilor implicate intr-un test. În cazul nostru, testul pentru diferenta de sex a constat in comparatii intre doua grupuri, in timp ce testele pentru efectele esentiale ale clasei sociale si ale etniei si pentru toate efectele interactiunilor au constat in comparatii intre trei grupuri. Faptul ca diferentele de putere atunci cand s-au comparat doua grupuri si atunci cand s-au comparat trei grupuri au fost destul de mari cand nivelul alpha a fost egal cu .01 si considerabil mai mici pentru alpha = .05 si .10 a reprezentat un argument pentru alegerea unei valori alpha mai mari de .01 cu scopul de a face testele pentru diverse efecte ale statutului cat se poate de comparabile.

În acelasi timp, puterea mai mare ce rezulta din testele cu alpha stabilit la .10 in loc de .05 nu parea de dorit fiindca cea mai mare parte a puterii in plus ar fi implicat cresterea probabilitatii de detectare a diferentelor intre grupuri care dadeau o variatie de sub 6% a scorurilor si, deci, nu aveau poate nici o importanta. Luand in considerare aceste doua lucruri, am ales alpha = .05 pentru aplicarea modelului de decizie la scorurile evenimentelor biografice PERI.

În absenta unor principii generale de orientare sau a informatiilor prealabile despre coeficienti de variatie a scorurilor evenimentelor biografice, alegerea valorilor lui V a avut la baza examinarea distributiei coeficientilor variatiei scorurilor PERI. Aceasta distributie este aratata in partea A a Figurii 21-2. Observam ca un V mai mic de .6 ar impiedica in mare masura descoperirea evenimentelor consensuale. Pe de alta parte, cu un V de 1.0 ne-ar fi greu sa argumentam ca un eveniment a fost consensual. Totusi, nu parea sa existe nici o baza clara pentru a alege o anumita cifra intre aceste limite. Alegerea noastra initiala, asadar, a fost sa raportam care evenimente au fost incluse in categoria discrepantelor si care in categoria celor consensuale la trei nivele ale lui V : .6, .7, si .8.

Verificari ale unui eventual subiectivism in acordarea scorurilor

La toate evenimentele, scorurile acordate de femei au fost in medie cu 56 de puncte mai mari decat scorurile acordate de barbati. Scorurile au fost diferite si in functie de clasa sociala a evaluatorului, cu o diferenta de 94 de puncte intre media clasei de mijloc, care a fost cea mai mare, si media clasei superioare, care a fost cea mai mica. Diferenta intre grupurile etnice a fost mult mai mica. Diferenta dintre media mare si cea mica, pentru negri si albi alta nationalitate decat portoricani a fost de numai 19 puncte.

Aceste diferente intre mediile grupurilor probabil reflecta diferente reale intre grupuri in ceea ce priveste felul in care au trait membrii acestora evenimentele. În orice caz, sa ne gandim deocamdata la posibilitatea ca aceste diferente sa fi luat nastere din procesul de acordare a scorurilor in sine si deci reprezinta o eroare sau subiectivism la punctare.

FIGURA 21-2. Distributii ale coeficientilor de variatie bazate pe scorurile acordate de catre 89 de evaluatori la care s-a aplicat tehnica de ajustare « Winsorization », inainte de calcularea elevarii (A) si dupa calcularea elevarii (B).

Rezultatele studiilor anterioare ilustreaza doua posibile surse ale diferentelor intre grupuri care apar in procesul de acordare a punctajelor. Prima dintre acestea se refera la evenimentul luat drept coeficient. Cand Miller si colegii sai (1974) au comparat scorurile unui esantion de evaluatori din mediul rural cu scorurile originale colectate de Holmes si Rahe (1967) de la un esantion din mediul urban, ei au descoperit ca evenimentul luat drept coeficient, casatoria, s-a clasat pe locul patru conform punctajului acordat de catre membrii esantionului din mediul urban, si pe locul 21 cand a fost punctat de catre evaluatorii din mediul rural ; in plus, evaluatorii din mediul rural au acordat scoruri mai mari decat cei din mediul urban tuturor evenimentelor din lista. O explicatie a acestei diferente pe ansamblu este ca valoarea coeficientului, 500, reprezinta o schimbare mai mica pentru evaluatorii din mediul rural decat pentru cei din mediul urban ca o consecinta a denumirii « casatorie ». În al doilea rand, cand Paykel si colegii (1976), in Anglia, au comparat scorurile unui esantion de americani cu cele ale unui esantion de englezi pe o scara de 21 de puncte, fara coeficient, au obtinut punctaje mult mai mari de la englezi pentru 19 din cele 61 de evenimente si o diferenta intre mediile generale ale celor doua esantioane. Înainte de interpretarea diferentelor dintre scorurile obtinute de la cele doua esantioane, Paykel si colaboratorii sai au scazut jumatate din diferenta dintre mediile grupurilor de la scorurile acordate de englezi si au adunat jumatate la scorurile americanilor, considerand astfel diferenta dintre grupuri inducere in eroare sau subiectivism la acordarea scorurilor.

Desi ne-am facut probleme, la fel ca si acesti cercetatori, ca diferentele dintre grupuri in ceea ce priveste punctajele ne-ar putea induce in eroare daca nu sunt corectate, verificate din punct de vedere al subiectivismului, procedura corectarii scorurilor direct in termenii diferentei de grup, asa cum au aplicat-o Paykel si colegii (1976), a parut nesatisfacatoare din doua motive : nu corecteaza alte diferente intre grupuri, ci chiar le poate distorsiona, si nu permite existenta diferentelor individuale la posibile scoruri subiective. Din aceste motive am luat media scorurilor fiecarui evaluator pentru toate evenimentele ca masurare a eventualului sau subiectivism si am facut corectia la nivel individual.

Aceasta medie a scorurilor individuale poate reprezenta efectul pe care il au asupra acordarii scorurilor atat perceptia sa despre coeficientul casatorie cat si subiectivismul lui in ceea ce priveste toate evenimentele. Deoarece nu am reusit sa determinam influenta fiecaruia dintre aceste procese, am folosit termenul de elevare pentru a nu exista prejudecati in legatura cu sursa lui. Datorita acestui termen descriptiv este posibil ca aceste scoruri, in loc de a masura subiectivismul, sa reprezinte diferente reale intre indivizi si grupuri in legatura cu modul in care traiesc intamplarile din viata. Avand in vedere aceasta nesiguranta a interpretarii, vom raporta rezultatele analizei scorurilor cu ajutorul modelului de decizie atat inainte cat si dupa ce am calculat elevarea.

Cand a fost eliminata variabilitatea scorurilor datorata elevarii, nu s-a schimbat media generala dar s-a redus variatia si astfel valoarea coeficientului de variatie pentru un eveniment. Acest efect este aratat in partea B a Figurii 21-2. Asa cum am mentionat mai devreme, o valoare a lui V mai mica decat .6 ar forma o categorie aproape vida a evenimentelor consensuale la capatul de jos al primei distributii in Figura 21-2. Totusi, cand se calculeaza elevarea, devine rezonabila introducerea unei categorii de evenimente consensuale cu coeficienti de variatie mai mici decat .5. Asadar, cand raportam rezultatele aplicarii modelului de decizie la scoruri, vom arata care dintre acestea exprima discrepante si care sunt consensuale la patru nivele ale lui V : .5, .6, .7, si .8.

Rezultate

Tabelul 21-1 arata clasificarea evenimentelor aplicand modelul de decizie la scoruri, cu alpha stabilit la .05 si nivelele lui V specificate mai sus. Înainte de calcularea elevarii, scoruri ale majoritatii evenimentelor, 56 din 101, au fost clasificate ca fiind consensuale la V = .8 sau mai mare, 17 ca fiind dependente de statut, si 28 au fost incluse in categoria celor care exprima discrepante - 11 din cauza imposibilitatii de a interpreta efectele interactiunii si 8 din cauza CV de .8 sau mai mare.

Aceste schimbari in distributia evenimentelor la cele trei categorii au avut la baza 34 de evenimente care au fost trecute prin cele trei categorii cand s-a calculat elevarea. La schimbul modal, 38% din cele 34 de evenimente, au trecut de la discrepanta la consens cu V = .8 sau mai mic, reflectand descresterea coeficientilor de variatie dupa ce a fost eliminata variatia datorata elevarii. La cel de-al doilea schimb, 26% au trecut de la consens la dependent de statut cu .8 sau mai putin. Prin contrast, numai 6% din evenimentele care au trecut intr-o alta categorie dupa calcularea elevarii au trecut de la dependent de statut la consens cu V = .8 sau mai putin. Acest tipar al schimburilor a reflectat distributia scorurilor elevarii in cadrul grupurilor formate in functie de statut si intre acestea. Cu alte cuvinte, nici una dintre diferentele aparent mari intre grupuri in ceea ce priveste mediile scorurilor la care s-a calculat elevarea nu a fost semnificativa din punct de vedere statistic deoarece variatia in cadrul grupurilor la scorurile la care s-a calculat elevarea a fost foarte mare. Acest lucru, impreuna cu tiparul schimburilor observate cand s-a calculat elevarea, arata ca efectul predominant al elevarii nu a fost sa dea nastere unor diferente intre grupuri din punct de vedere al scorurilor evenimentelor ci sa le neutralizeze.

Aceasta concluzie despre efectul elevarii asupra diferentelor intre grupuri este intarita de rezultatele unei analize multivariate pe care am facut-o unui subset de evenimente. Pentru aceasta analiza am selectat 14 evenimente, un numar destul de mic ca sa ne permita sa efectuam o analiza multivariata cu ajutorul datelor provenind de la 89 de evaluatori. Aceste 14 evenimente au fost selectate (fara a lua in considerare rezultatele analizei univariate) ca facand parte, asa cum au convenit patru evaluatori, dintre cele universale cu privire la contextul in care au loc. Evenimentele din acest set de 14 sunt insemnate in Tabelul 21-1 printr-un asterisc langa litera U sub capatul de tabel corespunzator contextului. Analiza multivariata a fost efectuata atat inainte cat si dupa ce s-a calculat elevarea. cand nu a fost calculata elevarea, statistica multivariata pentru diferentele intre grupuri nu a fost semnificativa la nivelul .05, si au aparut intrebari cu privire la interpretabilitatea diferentelor intre grupuri descoperite cu ajutorul testelor univariate efectuate pentru cele 14 evenimente supuse analizei. Dimpotriva, cand s-a calculat elevarea, unele dintre rezultatele analizei multivariate au fost semnificative la nivelul .05, acest lucru sugerand ca au aparut diferente insemnate la scorurile acestor 14 evenimente ca urmare a calcularii elevarii.

Revenind la analiza univariata a scorurilor intregului set de 101 de evenimente, media evenimentelor din categoria celor dependente de statut fie inainte de calcularea elevarii fie dupa, sunt prezentate in tabelul 21-4. Desi schimbarile de continut la evenimentele ale caror scoruri au fost clasificate drept dependente de statut inainte si dupa calcularea elevarii au fost destul de complexe si nu au avut intotdeauna sens, unele dintre aceste schimbari reprezinta un argument pentru faptul ca este bine sa calculam elevarea. Astfel, de exemplu, numai dupa calcularea acesteia am aflat ca barbatii si femeile au punctat diferit infidelitatea conjugala, barbatii acordand scoruri mai mari decat femeile ; in mod asemanator, numai dupa calcularea elevarii am descoperit o relatie inversa intre clasa sociala si mediile scorurilor afacerilor extinse sau ale practicii profesionale.

TABEL 21-4

Mediile scorurilor pentru evenimente cu scoruri dependente de statut ^a

^a Mediile la care s-a calculat elevarea apar in italice

UNELE PROBLEME METODOLOGICE APARUTE ÎN CAZUL SCARII EVENIMENTELOR BIOGRAFICE PERI

În ce masura poate fi generalizata o lista ?

Lista de evenimente biografice PERI a fost creata in mare pentru a reprezenta experienta, atat pozitiva cat si negativa, a unei populatii din mediul urban. Desi lista a fost elaborata pe baza experientei newyorkezilor, limitarea uzului sau la acest context urban pare o restrictie inutila. Pe de alta parte, aceasta lista de evenimente cu siguranta nu reprezinta bine experienta populatiei urbane din alte tari. În plus, este un esantion de evenimente luat la un anumit moment si poate deveni mai putin reprezentativ odata cu trecerea timpului. Deja doi itemi - intrarea in armata si iesirea din armata - sunt mai putin proeminente in experienta populatiei ale caror evenimente de viata au fost selectate decat erau in 1974, cand barbatii din Statele Unite erau repartizati in fortele armate. Pe scurt, la fel ca orice lista, aceasta ar trebui sa reprezinte pe o anumita perioada de timp evenimentele biografice ale locuitorilor dintr-un anumit context dar noi sugeram ca ar trebui reexaminata critic odata cu trecerea timpului si inainte de a fi folosita in alte contexte socioculturale.

Poate un esantion reprezentativ al unei comunitati heterogene sa puncteze magnitudinea evenimentelor biografice ?

Exista indoieli in legatura cu raspunsul la aceasta intrebare din cauza a doua probleme care au aparut la colectarea scorurilor listei de evenimente biografice PERI. Prima a fost reducerea esantionului desemnat initial deoarece unii dintre membri nu au fost contactati sau au refuzat sa coopereze. Dupa cum am spus mai devreme, aceasta pierdere s-a datorat probabil, cel putin partial, problemelor specifice modului in care a fost conceput PERI, care a avut la baza un esantion mai mare, implicat in acest proces pe durata de patru ani si pentru care era necesara si cooperarea membrilor cuplurilor conjugale.

În plus, rezultatele studiului PERI ridica problema daca toti membrii unui esantion reprezentativ pentru o comunitate ar putea sa indeplineasca sarcina acordarii de scoruri, chiar daca sunt dispusi sa faca acest lucru. În special esecul evaluatorilor din clasa inferioara ridica intrebarea daca este fezabil sa obtinem astfel de scoruri de la un esantion reprezentativ al acestui grup.

Experienta noastra in studiul PERI nu ne da un raspuns clar la aceasta intrebare, in mare masura din cauza performantelor aparent inegale ale intervievatorilor. Desi numarul interviurilor realizate de catre fiecare intervievator in parte a fost mic si acestea nu au fost distribuite in mod egal astfel incat sa permita testarea diferentelor dintre intervievatori, supervizorii lor au creat impresia ca unii intervievatori au fost mai constiinciosi sau mai capabili decat au fost altii sa le dea instructiuni evaluatorilor despre acordarea scorurilor. Aceste impresii sugereaza ca intervievatorii au fost responsabili intr-o oarecare masura pentru unele dintre esecuri. Asadar, daca intervievatorul instruieste si supervizeaza suficient evaluatorii s-ar putea sa creasca proportia acestora intr-un esantion general al unei comunitati, care sa poata indeplini sarcina in mod adecvat si, in special, cu un plus de atentie din partea intervievatorului, ar putea creste numarul membrilor esantionului din clasa inferioara care sa reuseasca acest lucru.

De cati evaluatori este nevoie ?

Esantionul de evaluatori care au punctat evenimentele biografice PERI a fost, din pacate prea mic pentru a fi siguri ca ne putem baza pe diferentele de statut dintre grupuri. O estimare rezonabila este ca daca fiecare combinatie de nivele ale statutului au fost reprezentate de 20 de evaluatori, deviatia standard a mediilor grupurilor ar fi destul de mica pentru a ne permite sa facem estimari pe care sa ne putem baza. Pe acest criteriu, ar fi trebuit sa avem pentru proiectul nostru 360 de evaluatori, repartizati in trei clase sociale si trei grupuri etnice, impartiti dupa sex.

Acest numar ar fi insemnat sa avem mai multi evaluatori decat evenimente, dandu-ne astfel posibilitatea sa aplicam analiza multivariata scorurilor celor 101 de evenimente. Alt criteriu insa este ca pentru aplicarea analizei multivariate numarul evaluatorilor trebuie sa fie de cateva ori mai mare decat numarul de teste ce urmeaza a fi efectuate, sa zicem, aproximativ 2000 daca se analizeaza 100 de evenimente si prin urmare se vor efectua 700 de teste. Totusi, deoarece scopul acestui studiu nu a fost, in sensul strict, testarea ipotezei experimentale in opozitie cu cea nula ci mai curand sa mareasca probabilitatea clasificarii corecte a scorurilor evenimentelor, nu este sigur ca acest criteriu ar fi trebuit aplicat cu strictete pentru a decide exact cati evaluatori ar fi fost suficienti. Nu se pune problema, totusi, ca numarul evaluatorilor sa fie mai mare decat numarul de evenimente care trebuie punctate.

Numarul de evaluatori necesar pentru o clasificare sigura a scorurilor evenimentelor, precum si pentru a obtine estimari pe care sa ne putem baza, ridica problema costului unui esantion cu probabilitate suficient de mare. Va trebui stabilit daca aceste estimari de incredere ale magnitudinii evenimentelor biografice merita costul.

O restrictionare a generalitatii scorurilor din punct de vedere calitativ

Amintiti-va ca atunci cand am selectat evenimentele biografice PERI nu am specificat daca personajul principal al unei intamplari a fost persoana care a raportat-o sau altcineva, de exemplu, sotul/sotia sau unul din copii. Prin urmare, cand evaluatorii au punctat evenimentele, au fost liberi sa faca orice asumptie in legatura cu acest aspect al unui eveniment. Avem totusi niste informatii despre alegerea probabila dintr-un studiu pilot in care evaluatorii au fost intrebati, dupa acordarea scorurilor, ce asumptii au facut. Evaluatorii din studiul pilot au raportat ca in general s-au pus atat in locul persoanei care a raportat evenimentul cat si in locul personajului principal. Au facut exceptie cateva evenimente cum ar fi sarcina pentru evaluatorii de sex masculin sau armata pentru evaluatorii de sex feminin, cazuri in care ar fi fost imposibil sau putin probabil sa fie personajul principal, asa ca si-au imaginat ca cineva apropiat este personajul principal. Bazandu-ne pe ceea ce au raportat ei, lucruri rezonabile, ar trebui probabil sa presupunem ca scorurile care au la baza descrierea evenimentelor din lista PERI ofera o metoda de masurare a magnitudinii numai pentru evenimentele in care personajul principal este respondentul si, in general, atunci cand nu li s-a specificat evaluatorilor ca scorurile se aplica acelor evenimente in care respondentul a fost personajul principal.

Cum ar trebui sa stabilim ce scoruri sa folosim in studiile despre efectul evenimentelor biografice ?

Cand am prezentat evenimentele biografice PERI nu am raspuns la urmatoarea intrebare : ce medii sa folosim cand atribuim ponderi evenimentelor atunci cand studiem efectele lor asupra bolii sau a altor rezultate. Mai exact, utilizatorul ar trebui sa aleaga intre : ( 1) utilizarea ponderilor specifice grupului ale caror medii variaza de la un grup la altul in functie de statut ; (2) ce valoare a lui V sa adoptam pentru a identifica evenimente cu scoruri consensuale in contrast cu cele care indica discrepanta ; (3) sa utilizam scorurile inainte sau dupa calcularea elevarii (aceasta decizie ar determina care ponderi specifice grupului ar putea fi folosite si care evenimente ar fi clasificate ca fiind consensuale pentru o anumita valoare a lui V).

Desi diferentele intre grupuri descoperite la scorurile evenimentelor biografice PERI s-ar putea sa nu fi fost de incredere, sa presupunem ca ele au reprezentat prima dintre cele trei probleme in ceea ce priveste alegerea, pe care tocmai le-am descris. Putem intreba, deci, daca rezultatele PERI indica faptul ca utilizarea scorurilor specifice grupului ar avea un impact lipsit de importanta asupra scorurilor acordate schimbarii produse de evenimentele biografice intr-un studiu al efectelor acestor evenimente. În general, este de asteptat ca efectul asupra scorurilor acordate de catre subiecti schimbarii in viata sa fie neinsemnat daca evenimentele cu scoruri specifice grupului au fost rare sau daca ponderile scorurilor specifice grupului au fost mici in raport cu scorurile altor evenimente.

Desi nu avem date sigure despre frecventa cu care au loc evenimentele biografice individuale, numarul evenimentelor la care au aparut diferente intre grupuri la scoruri este sugestiv. În special, atunci cand s-a calculat elevarea, punctajele a 17 evenimente au variat in functie de etnia evaluatorilor. Acest numar pare prea mare pentru a ne permite sa presupunem ca efectul ponderilor specifice grupului in ceea ce priveste etnia ar fi neimportant. Totusi, scorurile a numai 4 evenimente au fost diferite la grupul format pe criteriul clasei sociale si 3 la grupul format pe criteriul sexului cand s-a calculat elevarea , sau 7 pentru clasa si 7 pentru sex cand nu s-a calculat elevarea, aceasta sugerand ca ponderile specifice grupului pentru aceste 2 categorii ar putea avea un efect nesemnificativ asupra scorurilor totale acordate de subiecti schimbarii produse de evenimentele biografice.

Cu privire la valoarea eventualelor ponderi specifice grupului in comparatie cu ponderile pentru alte evenimente, analiza rezultatelor din tabelul 21-2 arata ca numai 5 din cele 17 evenimente ale caror scoruri au variat in functie de etnie atunci cand s-a calculat elevarea au avut o medie generala a scorurilor sub valoarea mediana pentru toate evenimentele sau, atunci cand elevarea nu s-a calculat, numai 1 din 7 evenimente ale caror punctaje au variat in functie de etnia evaluatorilor a avut un scor general sub aceasta valoare mediana. Aceste rezultate sugereaza ca ponderile specifice grupului ar putea avea un efect important asupra scorurilor acordate de subiecti schimbarii in viata. În acest caz se pare ca nu putem trece cu vederea problema deciziei de a folosi sau nu ponderi specifice grupului pe baza rezultatelor studiului punctarii evenimentelor PERI.

Nici nu putem decide ce valoare a lui V sa alegem pe baza informatiilor obtinute din scoruri. Nu exista nici o regularitate in relatiile intre mediile scorurilor si valoarea coeficientilor de variatie astfel incat sa stabilim in mod selectiv un punct de dividere pentru a identifica un grup de evenimente ce indica discrepanta, care sa aiba mediile scorurilor suficient de mici pentru a nu schimba semnificativ scorul total acordat de catre un subiect schimbarii in viata. Media scorurilor evenimentelor cu CV mai mic de .5, cand s-a calculat elevarea, a fost 427 iar media evenimentelor cu CV mai mare sau egal cu .8 a fost 364, grupurile intermediare de evenimente avand medii de 243, 362 si 290.

Asa cum am remarcat mai devreme, nu exista nici o baza inerenta in scorul la care s-a calculat elevarea pentru a i-l desemna pe acesta ca metoda de masurare a unui anumit subiectivism la acordarea scorurilor, sau chiar ca masurare a acestui subiectivism in loc de masurarea diferentelor reale intre indivizi si grupuri in ceea ce priveste felul in care traiesc intamplarile din viata. Putem determina ceea ce reprezinta de fapt acest scor numai prin studii ale efectelor evenimentelor biografice in care acestea au ponderi in functie de scorurile acordate magnitudinii. În masura in care diferentele intre grupuri in ceea ce priveste elevarea reprezinta subiectivism, ponderile evenimentelor biografice la care efectul elevarii a fost calculat ar trebui sa ne ajute sa anticipam mai corect decat ponderile la care nu a fost calculat acest efect al evenimentelor asupra grupurilor relevante. Pe de alta parte, in masura in care diferentele intre grupuri in ceea ce priveste elevarea reprezinta diferente reale de traire a evenimentelor, scorurile care includ efectul elevarii ar trebui sa ne ajute sa facem predictii mai bune.

În general, deci, nu inseamna ca regulile pentru luarea deciziilor care nu au fost discutate la prezentarea rezultatelor pot fi create chiar din scoruri. În schimb, pe viitor, aceste decizii trebuie luate fie din punct de vedere al design-ului si al scopului unui anumit studiu al efectelor evenimentelor sau pe baza informatiilor despre seturi alternative de ponderi, generate de alte cercetari.

CONCLUZIE

Scopul nostru in acest capitol a fost prezentarea unei proceduri de scalare a evenimentelor biografice si a unei scari create cu ajutorul acestei proceduri. Desi aceasta din urms, scara evenimentelor biografice PERI, are unele puncte slabe la partea tehnics, ele nu sunt probabil specifice acestei scari, dar se vad mai clar decat la scarile elaborate cu mai putina rigurozitate din punct de vedere metodologic. Asadar, sugeram ca in ciuda acestor puncte slabe scara PERI ofera o metoda mai buna de masurare a evenimentelor cauzatoare de stres. În acelasi timp, vrem sa subliniem faptul ca, la fel ca oricare alta scara, nu este nici universala nici atemporala. Speram ca procedura pe care o propunem va duce la un castig metodologic general si permanent in studiile despre evenimentele biografice stresante.

NOTE

1. Autorii au prezentat dezvoltarea generala din punct de vedere matematic si exemple folosind date reale referitoare la doua aspecte ale poluarii in atmosfera si doi indicatori de sanatate. Cu variabile proxy care au avut corelatii de .78 sau .65 cu masura reala a poluarii, si dat fiind faptul ca masura reala explica variatia cu doar 1% mai mare la indicatorul de sanatate fata de proxy, nesiguranta in legatura cu efectul estimat asupra indicatorilor de sanatate a fost de 2 pana la 6 ori mai mare decat estimarea efectului. Gradul de nesiguranta a fost chiar mai mare atunci cand variabila reala a generat mai multa variatie care nu a putut fi explicata prin proxy.
2. Aceste limite au la baza faptul ca o matrice de corelare este simetrica si formata din numere reale ; prin urmare, determinantul matricei este mai mare sau egal cu zero. Înlocuind in ecuatie corelatiile date cu determinatul, obtinem o ecuatie cuadratica in corelatia necunoscuta care este mai mare sau egala cu zero. Cele doua valori limita sunt radacinile ecuatiei cuadratice. Aceste limite arata ca, in ciuda corelatiei mari cu totalurile multiplicate, totalurile nemultiplicate ale evenimentelor pot fi necorelate virtual cu urmarile stresului anterior relationate cu totalurile multiplicate. Desi aceste rezultate sunt contraintuitive, ele sunt determinate matematic (Duncan, 1975).