2
Patologické hráčství
ŠŽS sestává z 18 položek, z nichž 6 je formulovaných negativně. Každou dimenzi (motivační, afektivní a kognitivní) tvoří 6 položek. Kognitivní dimenzi tvoří položky týkající se celkového životního nasměrování, pochopení života či životního poslání. Motivační dimenzi zachycují položky týkající se cílů, plánů, jakož i síly, vytrvalosti a zapojení v nich. Afektivní dimenzi tvoří položky týkající se životní spokojenosti, naplněnosti, optimismu, v negativní rovině znechucení, jakož i pocitů jednotvárnosti. Dotazník zjišťuje trojrozměrné chápání smysluplnosti a byl prověřován faktorovou analýzou. Vnitřní konzistence škály byla ověřována prostřednictvím koeficientu Cronbachovo alfa (celá škála α = 0,87; jednotlivé položky: kognitivní α = 0,78; motivační α = 0,76; afektivní α = 0,78). Korelace položek byly také poměrně vysoké a pohybovaly se v rozmezí od 0,38 do 0,63 (Halama, 2002). Autorem výzkumné metody určené k měření míry spokojenosti v životě SWLS17 (angl. „The Satisfaction with Life Scale“) jsou Diener et al. (1985). Bližší informace o dotazníku uvádějí Diener, Lucas a Scollon (2006). SWLS je sebeposuzující výzkumný nástroj, který sestává z pěti výroků, na které respondent vyznačuje na 7bodové Likertově škále míru souhlasu, resp. nesouhlasu. Výroky se týkají života jako ideálu, podmínek života, spokojenosti se životem, úspěšnosti v životě a životních změn. Validita a reliabilita SWLS byla ověřována u 109 českých vysokoškolských studentů v studii Lewise et al. (1999). Výsledky prokázaly vyhovující spolehlivost výzkumného nástroje (α = 0,79). Průměrná hodnota SWLS je u vysokoškolských studentů 23,5 a u seniorů 25,8 (Křivohlavý, 2013). Za účelem statistické analýzy a zpracování získaných dat jsme použili program SPSS for Windows verze 21.0. Získané údaje jsme na úrovni statistické deskripce analyzovali pomocí četností (N), aritmetického průměru (AM), standardní odchylky (SD), standardní chyby odhadu (SE), mediánu (MDn), modusu, výběrového rozptylu, koeficientů šikmosti a špičatosti, minimálních a maximálních hodnot a rozsahu hodnot. Na rovině statistické inference jsme při analýze kategorických proměnných použili frekvenční analýzy a chí-kvadrát testy nezávislosti následované analýzou standardizovaných reziduálů. V případě kontinuálních proměnných jsme před uskutečněním volby adekvátních statistických testů zjišťovali splnění podmínky normality distribuce jednotlivých závislých proměnných, a to na základě koeficientů šikmosti a špičatosti, resp. jejich z-skórů.18 Jelikož se předpoklad normality potvrdil, použili jsme parametrické Studentovy t-testy pro dva nezávislé výběry, Studentovy t-testy pro dva závislé výběry a Pearsonovu srovnávací analýzu. V rámci multivariační analýzy jsme vztahy 17
Originální verze: DIENER, E. et al. Satisfaction with Life Scale. Journal of Personality Assessment. 1985, IL(1), s. 71–75. ISSN 0022-3891. Česká verze: KŘIVOHLAVÝ, J. Psychologie pocitů štěstí. Současný stav poznání. Praha: Grada Publishing, 2013, 131 s. ISBN 979-80-247-4436-0. Slovenská verze: vlastní překlad z české verze. 18 Z-skór koeficientů šikmosti a špičatosti se počítá jako podíl hodnoty koeficientu a jeho standardní chyby odhadu. Předpoklad normality distribuce dat lze podpořit, pokud je hodnota z-skóru < 1,96, tj. p (1) < 0,05 v případě malých výzkumných souborů (N < 30), pokud je hodnota z-skóru < 2,59, tj. p (1) < 0,01 v případě středně velkých výzkumných souborů (30 < N < 200) a pokud je hodnota z-skóru < 3,24, tj. p (1) < 0,001 v případě velkých výzkumných souborů (N > 200) (Field, 2013). 98 Ukázka elektronické knihy, UID: KOS283064
Výzkum patologického hráčství
2
mezi kontinuálními proměnnými zkoumali pomocí Friedmanovy analýzy rozptylu ANOVA a Wilcoxonových pořadových testů. Za limity výzkumu považujeme rozsah zkoumaných proměnných, který však může být také vnímán jako jeho silná stránka vzhledem k získání množství údajů a faktů, které mohou být přínosem pro další zpracování problematiky patologického hráčství v kontextu primárního a sekundárního rodinného systému v pomáhajících profesích. Dalším limitem výzkumu je absence kvalitativní analýzy zkoumaných proměnných, kterou jsme pro obšírnost kvantitativně zkoumaných proměnných už nezařadili do procesu výzkumného zpracování předmětných témat. Z pohledu limitů výzkumu lze dále uvést i nedostatečně ověřenou validitu a vnitřní konzistenci jednotlivých položek v případě dvou zvolených výzkumných metod, výběr některých výzkumných metod, které nebyly standardizované v našich podmínkách, volný překlad položek některých výzkumných metod, které byly standardizovány v zahraničí, a možné zkreslení odpovědí a výsledků následkem využití sebeposuzujících výzkumných metod. Za limit výzkumu považujeme také nereprezentativnost našeho výzkumného souboru, vzhledem k tomu nelze výzkumné výsledky zobecnit pro celkovou populaci problémových, resp. patologických hazardních hráčů. Posledním limitem výzkumu je z našeho pohledu také dominance mužské populace v rámci výzkumného souboru, což je spojeno se zvýšenou prevalencí a upřednostněním tohoto fenoménu v mužské populaci.
2.2 VYBRANÉ VÝZKUMNÉ VÝSLEDKY A DISKUSE Vybrané výzkumné otázky byly zaměřeny na zjišťování, ověřování a analýzu vztahů mezi pozitivními a negativními emocionálními problémy v souvislosti s hráčským chováním, které jsme ověřovali v rámci VO1 a VO2. VO1: Vede prožívání negativních emocí k prohloubení problémového hazardního hraní? Podle dotazníku IGS jen 3,6 % problémových hazardních hráčů uvedlo, že mají značné problémy s hazardním hraním, když prožívali negativní emoce, a jen jeden respondent uvedl, že během prožívání negativních emocí má závažné problémy s hazardním hraním (0,3 %). Zbývajících 96,1 % problémových hazardních hráčů se vyjádřilo, že při prožívání negativních emocí mají jen mírné (77,4 %), resp. nepatrné (18,7 %) problémy s hazardním hraním. VO2: Je prožívání pozitivních emocí protektivním faktorem v případě prohlubování hazardního hraní? Značné problémy s hazardním hraním mělo jen 2,1 % problémových hazardních hráčů, když prožívali pozitivní emoce, a 1,8 % problémových hazardních hráčů uvedlo, že během prožívání pozitivních emocí mají závažné problémy s hazardním hraním. Zbývajících 96,1 % problémových hazardních hráčů se vyjádřilo, že při prožívání pozitivních emocí mají jen mírné nebo téměř žádné problémy s hazardním hraním (71,8 %; 24,3 %). Prožívání pozitivních a negativních emocí je v případě problémových hazardních hráčů protektivním faktorem v rámci prohlubování problémů s hazardním hraním. Průměrné hodnoty patologických hráčů, kteří jsou v léčbě ve studii Littman-Sharpa, 99 Ukázka elektronické knihy, UID: KOS283064
2
Patologické hráčství
Turnera a Toneatta (2009), jsou odlišné od našich zjištění. V případě negativních emocí, které vedou, resp. vedly během „hráčské kariéry“ patologické hráče k prohlubování hazardního hraní, je průměrný skór z pohledu kvalitativní analýzy až na úrovni 33, což je o něco nižší skór ve srovnání s výsledky u problémových hazardních hráčů (37,5), který jsme získali kvantitativní analýzou. Porovnání výsledků naznačuje, že prožívání negativních emocí vede k problémům s hazardním hraním v průměru u jedné třetiny problémových a patologických hráčů. V případě prožívání pozitivních, resp. příjemných emocí je průměrný skór u problémových hazardních hráčů z našeho výzkumného souboru 35,9, přičemž u patologických hráčů, kteří jsou v léčbě, je skór na úrovni 80, což je významný rozdíl. Problémoví hazardní hráči mají podstatně méně problémů s hazardním hraním v případě prožívání pozitivních emocí než patologičtí hazardní hráči. Zjistili jsme, že pokud problémoví hazardní hráči našeho výzkumného souboru zažívají konflikty s jinými lidmi ohledně hazardního hraní, hrají v takových situacích méně (35,5) oproti patologickým hráčům v léčbě (52) z pohledu získaného průměrného skóru v rámci této subškály. Podobné výsledky byly zaznamenány i v případě subškály „navádění a pokušení“ a „testování sebeovládání“. V rámci funkčnosti rodinného systému jsme zjišťovali a analyzovali typy vztahové vazby v dětství a v dospělosti u problémových hazardních hráčů prostřednictvím VO3–VO6.19 VO3: Převládá u problémových hazardních hráčů nejistý typ vztahové vazby v dětství? Nejistý typ vztahové vazby v dětství vykazovalo 50,1 % problémových hazardních hráčů. Z uvedeného vyplývá, že v dětství u problémových hazardních hráčů převládá nejistý typ vztahové vazby i přes téměř stejnou míru bezpečného typu vztahové vazby. VO4: Je typ vztahové vazby problémových hazardních hráčů přenášen z dětství do dospělosti? Souvislosti byly prokázány jen z pohledu nejisté vztahové vazby v dětství. Z pohledu vztahové vazby v dětství vykazovalo 50,1 % problémových hazardních hráčů nejistý typ vztahové vazby, ovšem nejistý typ vztahové vazby v dospělosti vykazovalo až 69,7 % problémových hazardních hráčů. Z uvedeného vyplývá, že problémoví hazardní hráči vykazují ve většině případů nejistý typ vztahové vazby v dospělosti bez ohledu na typ vztahové vazby v dětství. V případě bezpečné vztahové vazby byly zaznamenány výrazné rozdíly mezi vztahovou vazbou v dětství a v dospělosti, přičemž v dospělosti se vyskytoval bezpečný typ vztahové vazby výrazně méně ve srovnání s výskytem bezpečným typem vztahové vazby v dětství. VO5: Mají problémoví hazardní hráči nejistou vztahovou vazbu v dětství a v dospělosti? Problémoví hazardní hráči mají převládající nejistou vztahovou vazbu v dětství (50,10 %) a nejistou vztahovou vazbu v dospělosti (69,7 %). Obecně můžeme tvrdit, že „problémoví hazardní hráči mají nejistou vztahovou vazbu v dětství a v dospělosti“. 19
Vztahová vazba v dětství byla měřena retrospektivně vzhledem k dospělé zkoumané populaci, a to pomocí dotazníku AHP (angl. „Attachment History Paragraphs“), který jsme popsali v předchozí podkapitole monografie. 100 Ukázka elektronické knihy