PSYCHOMETRICKÁ ANALÝZA ŠKÁLY KAŽDODENNÍ SPIRITUÁLNÍ ZKUŠENOSTI (DSES) V ČESKÉM PROSTŘEDÍ

Abstract

Objectives: There is a growing body of literature that focuses on the associations between spirituality and different areas of human life.
Therefore, the need for having valid instruments for measuring spirituality is also increasing. The aim of this study was to psychometrically evaluate the Daily Spiritual Experience Scale (DSES)
in Czech conditions.
Sample and settings: A nationally representative sample of 1800 Czech respondents aged fifteen years and over (n=1800; 46.4±17.4 years; 48.7% men) participated in the survey. Spirituality (DSES) and religiosity, together with basic socio-demographic information, were measured.
Results: The non-parametric comparison of different sociodemographic groups showed higher spirituality among women and among widows/widowers. There was also a trend of increasing
spiritual experience in older groups. Spearman’s correlation among the items of the scale showed a high inter-item correlation (0.92) between
items 4 and 5; therefore, we decided to exclude item 5. The 15-item version of the scale has high internal consistency with Cronbach’s alpha = 0.96 and McDonald’s ωt = 0.98. The Exploratory Factor Analysis performed on a matrix of polychoric correlations resulted in a two-factor model. The Confirmatory factor analyses supports
this model with χ² (89) = 648.1; p<0.001; SRMR = 0.037; TLI = 0.999; CFI = 0.999; RMSEA = 0.059 (90% CI = 0.055–0.063).
Study limitations: The main limitation of this study is the high proportion of religiously unaffiliated respondents and the correspondingly low number of religious respondents, which is a
natural consequence of gathering representative samples in a secular environment.

Full text

100
Československá psychologie 2018, vol. LXII, Supplement 1
ÚVOD
Spiritualita je v psychologii osobnosti a v psychologii zdraví hojně teoreticky rozví-
jeným konceptem. Pro psychodiagnostiku je akcentován význam korelace spirituality
s některými indikátory psychického a fyzického zdraví. Spiritualita je také obecně po-
važována za faktor napomáhající k vyšší odolnosti proti stresové zátěži (Reutter, Bigatti,
2014). Častější každodenní spirituální prožívání souvisí s větší subjektivní pohodou
(Santoro et al., 2016), s nižší psychopatologií, s pevnějšími přátelskými vazbami a lep-
PSYCHOMETRICKÁ ANALÝZA ŠKÁLY KAŽDODENNÍ
SPIRITUÁLNÍ ZKUŠENOSTI (DSES) V ČESKÉM
PROSTŘEDÍ
KLÁRA MALIŇÁKOVÁ1, RADEK TRNKA1,2, GABRIELA ŠARNÍKOVÁ3,
VLADIMÍR SMÉKAL1, JANA FÜRSTOVÁ1, PETER TAVEL1
1Institut sociálního zdraví, Univerzita Palackého v Olomouci
2Pražská vysoká škola psychosociálních studií, Praha
3Katedra křesťanské výchovy, CMTF, Univerzita Palackého v Olomouci
K. M.; Institut sociálního zdraví, Univerzita Palackého v Olomouci, Univerzitní 244/22, 771 11
Olomouc; e-mail: klara.malinakova@oushi.upol.cz
Zpracování článku bylo možné díky nanční podpoře GA ČR, č. projektu 15-19968S, a Cyrilo-
metodějské teologické fakulty Univerzity Palackého v Olomouci v rámci projektu IGA-CMTF
č. 2018 006.
ABSTRACT
Psychometric evaluation of the Daily
Spiritual Experience Scale (DSES)
in the Czech environment
K. Maliňáková, R. Trnka, G. Šarníková,
V. Smékal, J. Fürstová, P. Tavel
Objectives. There is a growing body of litera-
ture that focuses on the associations between
spirituality and different areas of human life.
Therefore, the need for having valid instruments
for measuring spirituality is also increasing. The
aim of this study was to psychometrically evalu-
ate the Daily Spiritual Experience Scale (DSES)
in Czech conditions.
Sample and settings. A nationally representa-
tive sample of 1800 Czech respondents aged f-
teen years and over (n=1800; 46.4±17.4 years;
48.7% men) participated in the survey. Spiritu-
ality (DSES) and religiosity, together with basic
socio-demographic information, were meas-
ured.
Results. The non-parametric comparison of dif-
ferent sociodemographic groups showed higher
spirituality among women and among widows/
widowers. There was also a trend of increasing
spiritual experience in older groups. Spearman’s
correlation among the items of the scale showed
a high inter-item correlation (0.92) between
items 4 and 5; therefore, we decided to exclude
item 5. The 15-item version of the scale has high
internal consistency with Cronbach’s alpha =
= 0.96 and McDonald’s ωt = 0.98. The Explora-
tory Factor Analysis performed on a matrix of
polychoric correlations resulted in a two-factor
model. The Conrmatory factor analyses sup-
ports this model with χ² (89) = 648.1; p<0.001;
SRMR = 0.037; TLI = 0.999; CFI = 0.999;
RMSEA = 0.059 (90% CI = 0.055–0.063).
Study limitations. The main limitation of this
study is the high proportion of religiously un-
afliated respondents and the correspondingly
low number of religious respondents, which is a
natural consequence of gathering representative
samples in a secular environment.
key words:
DSES,
spiritual experience,
religiosity,
psychometric evaluation
klíčová slova:
DSES,
spirituální zkušenost,
religiozita,
psychometrická analýza

101
ším hodnocením vlastního zdraví (Kalkstein, Tower, 2009). Koenig (2008) teoreticky
konceptualizuje vztah mezi spiritualitou a mentálním a fyzickým zdravím. V tradičním
pojetí je u něj spiritualita teoreticky zasazena jako jeden z výchozích zdrojů pro dobré
psychické zdraví, přesněji jako zdroj morálních hodnot, pozitivních osobnostních rysů
a jako podloží pro prožívání pozitivních psychických obsahů, jako například vnitřní-
ho klidu, harmonie, naděje, psychické pohody a pocitu smysluplnosti vlastního živo-
ta. Možná proto také některé empirické studie ukazují, že silnější prožívání spirituality
souvisí s celkově vyšší subjektivní životní spokojeností (např. Bailly, Roussiau, 2010).
Ačkoliv je konstrukt spirituality považován za velmi významný v kontextu psycholo-
gie zdraví a také pro potenciální využití v klinické praxi, nejednotná denice spirituality
a její nejasné vymezení vůči religiozitě způsobuje potíže při porovnávání výsledků jed-
notlivých studií (Hacklová, Kebza, 2014; Hill, Pargament, 2003; Koenig, 2008). Právě
proto je pochopitelné, že u psychologů roste zájem o metody, které konstruktovou spiri-
tualitu spolehlivě měří, a o nástroje vykazující dobré psychometrické parametry.
Existuje celá řada deničních vymezení spirituality (Popp-Baier, 2009; Stříženec,
2001, 2007) a i psychometrických nástrojů na její měření. Přehled metod pro měře-
ní spirituality nabízí studie Koeniga (2008) či studie Meezenbroekové et al. (2012).
V českém prostředí byl vyvinut nástroj Pražský dotazník spirituality (Říčan, Janošová,
2005; Říčan, 2006) nebo Test spirituální citlivosti (Říčan, Janošová, Tyl, 2007). Mezi
další, v zahraničí používané nástroje patří škála Spiritual Well-Being Scale – Škála
spirituální pohody (SWBS, Paloutzian, Ellison, 1982), která byla v českých podmín-
kách adaptována i ve zkrácené formě pro adolescenty (Malinakova et al., 2017). Pou-
žívané jsou take Self-Transcendence Scale (STS, Reed, 1991), Spiritual Transcenden-
ce Scale (STS, Piedmont, 1999), Expressions of Spirituality Inventory (MacDonald,
2000), Spirituality Assessment Scale (SAS; Howden, 1992), nebo Multidimensional
Measure of Religiousness/Spirituality (Fetzer Institute, 1999).
Hlavním cílem této studie je validace české verze dotazníku Daily Spiritual Ex-
perience Scale, Škály každodenní spirituální zkušenosti (dále jen DSES; Underwood,
Teresi, 2002), která se zatím v našem prostředí objevila pouze ve zkrácené podobě
jakožto součást dizertační práce (Hacklová, 2013). Tento dotazník vykazuje velmi
dobré psychometrické parametry, vysokou interní reliabilitu a test-retestovou relia-
bilitu (Hill, Edwards, 2013; Underwood, 2011), což také napomohlo ke vzniku po-
četných jazykových adaptací a k mezinárodnímu rozšíření tohoto nástroje. Proto také
i deniční vymezení konstruktu spirituality, které následuje v další části, je založeno
na konceptualizaci, ze které vycházejí právě autoři tohoto psychometrického nástroje.
Dotazník DSES byl poprvé publikován v roce 2002 (Underwood, Teresi, 2002).
Spiritualita je v tomto pojetí konceptuálně vymezena jako prožívání transcendent-
na, tedy jako subjektivní prožitek toho, co subjekt ve své každodennosti chápe jako
reprezentaci Boha, náboženství a spirituality, včetně vztahování se subjektu k této
sféře každodenního života, jinými slovy, subjektivní chápání interakce mezi jedincem
a transcendentní sférou. Škála DSES však není zaměřena na psychometrické měření
religiozity, tedy specického náboženského vyznání/přesvědčení/víry a souvisejícího
religiózního chování jako např. účast na bohoslužbách, aktivní zapojení v náboženské
komunitě atd. Naopak – konceptuální vymezení spirituality je zde vztaženo na úroveň
prožívání, které přesahuje vazebnost na jednu konkrétní náboženskou orientaci, a je
tedy proto univerzálně použitelné pro měření subjektivního spirituálního prožívání.
Zároveň je zde typický důraz na každodennost a všednost spirituálního prožívání,
tedy ne na psychometrické měření mimořádných mystických zkušeností ani vrchol-
ných zážitků, případně zážitků blízkých smrti. Tato konceptualizace „každodenní“
spirituality sleduje klíčovou otázku: „Co konstituuje hlavní pocity a myšlenky vztahu-
jící se k propojení víry a každodenního života?“ (Underwood, Teresi, 2002).

102
Teorie každodenního spirituálního prožívání (Underwood, Teresi, 2002) a z ní vy-
plývající dotazník DSES byly podrobeny velkému počtu empirických korelačních
studií a jedná se o ucelený koncept s velkou výzkumnou i praktickou využitelností.
Konstrukt DSES silně pozitivně koreluje s konstruktem spirituálního růstu (Cole et
al., 2008) a také s některými z položek konstruktu spirituální zralosti (Hall, Koenig,
Meador, 2010). Velká část empirických výzkumných studií se věnovala zejména sou-
vislostem DSES s různými indikátory v oblasti psychologie zdraví, například s psy-
chickým a fyzickým zdravím (např. Kalkstein, Tower, 2009; Skarupski et al., 2010), se
subjektivní pohodou (Sanchez, Arocena, Ceballos, 2010), s emočním zdravím (Allen
et al., 2008), se stresem a úzkostností (Underwood, Teresi, 2002), s prožíváním bolesti
(Rippentrop, Altmaier, Chen, 2005; Wachholtz, Pargament, 2005) či se subjektivním
zvládáním nemoci (Park, Brooks, Sussman, 2009). Dále byly provedeny výzkumy za-
bývající se souvislostí DSES s depresí (např. Desrosiers, Miller, 2007; Koenig et al.,
2016), osamělostí (Kalkstein, Tower, 2009), optimismem (Ellison, Fan, 2008) a také
s temperamentem (Sanchez, Arocena, Ceballos, 2010). Doposud byly provedeny va-
lidační studie francouzské (Bailly, Roussiau, 2010), španělské (Mayoral et al., 2011),
brazilské (Kimura et al., 2012) a čínské (Lo et al., 2016). Tyto studie prokázaly dobrou
vnitřní konzistenci a uspokojivou reliabilitu škály DSES u různých jazykových verzí.
Konstruktová validita byla podpořena korelací s životní spokojeností (Mayoral et al.,
2011) a religiózní aliací (Lo et al., 2016), konvergentní validita korelací s rysovou re-
ligiozitou (Kimura et al., 2012). Většina výsledků těchto validačních studií také podpo-
ruje jednodimenzionální konceptualizaci konstruktu každodenní spirituální zkušenosti.
Dotazník DSES je v současné době široce využíván v mezinárodním měřítku.
Cílem této studie je 1) představit českou verzi dotazníku DSES, 2) odhadnout vnitř-
ní konzistenci české verze škály DSES, 3) odvodit faktorovou strukturu české verze
DSES, 4) prezentovat psychometrické parametry české verze škály DSES pro budou-
cí využití v psychodiagnostice a psychologii osobnosti či psychologii zdraví.
METODY
Výběrový soubor
Výzkumné nástroje a znění otázek byly v rámci předvýzkumu ověřeny na 206 respon-
dentech. Vlastní výzkum byl realizován profesionálně vyškolenými administrátory
v září a říjnu 2016. Terénní šetření bylo provedeno technikou standardizovaného říze-
ného rozhovoru tazatele s respondentem (face-to-face). Konečná podoba tazatelské-
ho archu byla stanovena na základě výsledků předvýzkumu. Celkem bylo osloveno
2184 náhodně vybraných občanů, z nichž 384 (17,6 %) rozhovor odmítlo poskyt-
nout. Většinou se jednalo o muže a ženy do 24 let. Mezi nejčastější důvody odmítnutí
patřil nedostatek času (39,2 %), nezájem o účast a nedůvěra k výzkumu (24,0 %),
nevyhovující téma výzkumu a osobní charakter otázek (17,2 %) a délka a náročnost
dotazníku (11,2 %).
Výzkumný soubor je tvořený 1800 respondenty z České republiky vybranými ná-
hodným výběrem pomocí kvót. Soubor je reprezentativním vzorkem populace České
republiky ve věku nad 15 let z hlediska pohlaví (48,7 % mužů), věku (prům. věk
46,41, SD 17,40), vzdělání (základní 7,8 %, středoškolské 72,0 % a vysokoškolské
20,2 %) a regionální příslušnosti.
Nástroje
DSES byla z angličtiny přeložena dvěma nezávislými českými rodilými mluvčími.
Obě verze byly následně porovnány a diskutovány s cílem vytvořit jednotnou verzi

103
nástroje. Ta byla následně profesionálním překladatelem zpětně přeložena do ang-
ličtiny. Přeložená verze byla porovnána s originálem a odsouhlasena autorkou škály.
DSES je tvořena 16 položkami, které jsou hodnoceny na šestistupňové modikované
Likertově škále odstupňované podle intenzity prožívání sledovaných jevů (1 = mno-
hokrát denně, 2 = každý den, 3 = většinu dní, 4 = některé dny, 5 = občas, 6 = nikdy).
Všechny položky jsou formulovány pozitivně. Poslední položka škály, otázka „Jak
blízko Bohu se celkově cítíte?” má pouze čtyři možnosti (1 = vůbec ne, 2 = docela
blízko, 3 = velmi blízko, 4 = nejblíže, jak je to možné). Aby tato otázka odpovídala
směru, kterým jsou formulovány ostatní, musí být její skóre obráceno.
Vysoké hodnoty DSES skóru tedy odpovídají nízké intenzitě spirituálního prožívá-
ní, což může působit potíže při interpretaci. Možné je tedy také obrátit celkový výsle-
dek a namísto o skóru DSES mluvit o intenzitě prožívání. Tento přístup jsme se v naší
studii rozhodli využít i pro prezentaci našich výsledků. Autorka nabízí několik mož-
ností skórování celé škály. První variantou, která byla použita v originálním článku,
je prostý součet bodů u všech položek, včetně reverzního skóru položky 16. Celkový
skór se tak pohybuje v rozmezí 16-94 bodů. Druhou možností, která byla taktéž pou-
žita v originální studii a je užívána častěji, je použití průměrného skóru. Zde autorka
doporučuje rozprostření 4 bodů položky 16 do šestibodového spektra. Třetí možností
je dichotomizace otázek, která se může lišit podle výzkumného cíle různých studií.
Religiozita byla měřena pomocí otázky: „Označil/a byste se nyní za věřícího člově-
ka?” (s možnými odpověďmi:1 = Ano, jsem člen církve nebo náboženské organizace,
2 = Ano, ale nejsem člen církve nebo náboženské organizace, 3 = Ne, 4 = Ne, jsem
přesvědčený ateista). Pro účely logistické regrese byla otázka také dichotomizována
(odpověď 1 nebo 2 = věřící, 3 nebo 4 = nevěřící).
Sociodemogracké údaje byly zjišťovány v první části dotazníku a zahrnovaly
otázky na pohlaví, věk, způsob života, rodinný stav, nejvyšší dosažené vzdělání a eko-
nomickou aktivitu.
Statistická analýza dat
Distribuce jednotlivých položek dotazníku byla vyhodnocena pomocí histogramů
a jejich normalita byla ověřena Shapiro-Wilkovým testem normality. Protože data
nesplňovala předpoklad normálního rozdělení, byly ke statistickým analýzám použi-
ty neparametrické metody, a to Mann-Whitneyho dvouvýběrový test pro porovnání
pohlaví a Kruskal-Wallisův test s Bonferroniho korekcí pro porovnání více skupin.
Vzájemná korelace jednotlivých položek škály byla hodnocena pomocí Spearmanova
korelačního koecientu, vnitřní konzistence s využitím koecientů Cronbachovo alfa
a McDonaldovo omega. K určení počtu faktorů byla použita kombinace metod Kai-
serovo (K1) kritérium, sutinový graf, paralelní analýza (PA) a test Minimum average
partial (MAP). Jelikož jsou jednotlivé položky dotazníku ordinálního charakteru, byly
analýzy PA i MAP provedeny na matici polychorických korelací s využitím balíku
random.polychor.pa v programovacím prostředí R. Dimenzionální struktura dotaz-
níku byla testována konrmační faktorovou analýzou (CFA) s využitím matice poly-
chorických korelací. CFA byla provedena pomocí balíku lavaan v programu R, kde
je jako metoda odhadu parametrů z ordinálních dat používána metoda DWLS (Dia-
gonally Weighted Least Squares). Explorační faktorová analýza (EFA) byla počítána
metodou WLS (Weighted Least Squares) na základě matice polychorických korelací.
Vzhledem k vyšší korelovanosti jednotlivých položek škály byla při ní využita šikmá
rotace (Oblimin). EFA byla počítána pomocí balíku Psych programu R. Pro další ana-
lýzu dat (vztah mezi pohlavím a religiozitou) byla využita binární logistická regrese
(mužské pohlaví byla referenční kategorie). Jelikož se jedná o reprezentativní data,

104
byly vytvořeny percentilové tabulky stratikované podle pohlaví a věku responden-
tů. Všechny analýzy byly provedeny s použitím softwaru IBM SPSS Statistics verze
21 a R 3.4.0.
VÝSLEDKY
Popisné charakteristicky datového souboru a vzájemná porovnání sociodemograc-
kých skupin jsou uvedeny v tab. 1.
Statistické testy (Kruskal-Wallis a Mann-Whitney) ukázaly rozdíly v intenzitě spi-
rituálního prožívání mezi různými sociodemograckými skupinami. Ženy dosahují
signikantně vyšších hodnot než muži. Následně provedená logistická regrese (adjus-
tovaná pro věk) ukázala, že totéž zjištění je platné i pro analýzu religiozity jakožto di-
chotomické proměnné. Ženy vykazovaly signikantně vyšší poměr šancí (B = 0,270,
S.E = 0,106, Wald = 6,520, df = 1, p = 0,011, Nagelkerkovo R2 = 0,47, Exp(B) = 1,31,
kondenční interval 1,07-1,61), že budou patřit do skupiny respondentů, kteří sami
sebe označují jako věřící (bez ohledu na příslušnost k církvi). Určitý trend lze dále
vysledovat u věkových kategorií, kde intenzita narůstá s věkem. Porovnání skupin
podle rodinného stavu dále ukázalo, že spiritualitu nejsilněji prožívají lidé ovdovělí.
Porovnání skupin podle vzdělání ukázalo signikantní rozdíly pouze mezi některými
skupinami, bez pozorovatelného trendu. Lidé, kteří sami sebe označují za věřící členy
církve, mají signikantně vyšší hodnoty než ostatní skupiny respondentů, od skupin
nevěřících a ateistů se však liší také věřící mimo církev.
Psychometrické vlastnosti dotazníku DSES
Ověření faktorové struktury
Statisticky významný výsledek Bartlettova testu sfericity (χ² (120) = 28596,541,
p < 0,001) a hodnota Kaiser-Meyer-Olkinova kritéria > 0,8 (KMO = 0,963) ukázaly,
že naše data splnila základní podmínky pro použití faktorové analýzy (Cerny, Kaiser,
1977). Na základě doporučení autorky škály (Underwood, Teresi, 2002) jsme se však
nejprve rozhodli ověřit korelační koecienty mezi jednotlivými položkami škály,
zejména pak položkami 4 („Ve svém náboženství nebo spiritualitě nacházím sílu.“)
a 5 („Ve svém náboženství nebo spiritualitě nacházím útěchu.“). U těchto položek
autorka navrhuje vyřazení položky 5 v případě jejich vysoké korelovanosti. Hodnota
Spearmanova korelačního koecientu se pohybovala v rozmezí 0,33 (položky 6 a 16)
až 0,92 (položky 4 a 5). Proto jsme se rozhodli pro patnáctipoložkovou verzi škály
bez otázky č. 5. Po této úpravě byl výsledek Bartlettova testu sfericity: χ² (105) =
= 24750,202, p < 0,001 a KMO = 0,966. Dalším krokem bylo ověření počtu faktorů
pomocí Kaiserova kritéria (počet vlastních čísel s hodnotou ≥ 1), sutinového grafu,
paralelní analýzy (PA) a testu Minimum average partial (MAP). PA byla spočítána
pomocí simulace 1000 náhodných matic permutací naměřených dat. Výsledky všech
použitých metod shodně doporučily extrakci dvou faktorů. Explorační faktorová ana-
lýza (EFA) s využitím šikmé (Oblimin) rotace na matici polychorických korelací je
prezentována v tab. 2. Většina položek dotazníku sytí faktor 1, který jsme nazvali
Intrapsychický. Pouze položky 2, 13 a 14 sytí faktor 2, který jsme nazvali Interpsy-
chický. Položka s číslem 1 („Pociťuji Boží přítomnost.”) sytí oba faktory s přibližně
stejně nízkým nábojem (0,35, resp. 0,39) a má rovněž nízkou komunalitu, h2 = 0,46.
Po vyloučení této položky z dotazníku se psychometrické ukazatele nijak výrazně ne-
změnily. Proto jsme se rozhodli, že položku 1 v dotazníku ponecháme. Zařadili jsme
ji pod Intrapsychický faktor, protože zde významově lépe zapadá. Tab. 2 rovněž pre-
zentuje položkovou analýzu škály DSES. Korelace všech položek s hrubým skórem
(HS) jsou dostatečně vysoké (nad 0,5).

105
CFA byla počítána na základě matice polychorických korelací. Nejprve byl pro
všech 16 otázek ověřen jednofaktorový model navrhovaný autorkou škály. Náboje
všech faktorů na jednotlivé položky při tomto modelu jsou poměrně vysoké (nad
0,6). Tento model vykazuje poměrně dobrou shodu s našimi daty: χ² (104) = 1964,9;
p < 0,001; SRMR = 0,055; TLI = 0,997; CFI = 0,997; RMSEA = 0,100 (90% CI =
= 0,096–0,104). Po vyřazení otázky 5 se hodnoty ještě mírně zlepšily: χ² (90) =
= 1351,4; p < 0,001; SRMR = 0,055; TLI = 0,997; CFI = 0,997; RMSEA = 0,088
(90% CI = 0,084 – 0,092).
Na základě výsledků paralelní analýzy, MAP testu a explorační faktorové analý-
zy jsme se proto rozhodli ověřit ještě dvoufaktorový model bez otázky 5 (graf 1).
V tomto modelu jsou vyšší náboje faktorů (nad 0,65) a také shoda modelu s daty
je z analyzovaných modelů nejvyšší: χ² (89) = 648,1; p < 0,001, SRMR = 0,037;
TLI = 0,999; CFI = 0,999; RMSEA = 0,059 (90% CI = 0,055–0,063).
Graf 1 SEM model konrmační faktorové analýzy s rozdělením položek zkrácené verze DSES do
dvou faktorů.
(Číselné hodnoty udávají náboje faktorů jednotlivých položek a korelaci mezi faktory.)

106
Tab. 1 Popisné charakteristiky datového souboru a výsledky neparametrického porovnání spirituálního prožívání v rámci jednotlivých
sociodemograckých skupin (Mann-Whitneyho a Kruskal-Wallisův test)
n (%) Prům. hodnoty spirituál-
ního prožívánía (SD)
Medián spirituálního
prožívánía (Q1; Q3) p - hodnota
Pohlaví
< 0,001
1. mužské 877 (48,7) 1,89 (1,01) 1,50 (1,19; 2,25)
2. ženské 923 (51,3) 2,08 (1,13) 1,69 (1,25; 2,54)
Věk
< 0,001 (1-5*, 1-6**,
1-7***, 2-6**, 2-7***,
3-5*, 3-6***, 3-7***,
4-6**, 4-7***, 5-7*)
1. 15-19 97 (5,4) 1,72 (0,85) 1,50 (1,19; 1,84)
2. 20-29 313 (17,4) 1,83 (0,90) 1,56 (1,19; 2.08)
3. 30-39 234 (13,0) 1,88 (1,04) 1,50 (1,13; 2,25)
4. 40-49 385 (21,4) 1,93 (1,01) 1,56 (1,25; 2,25)
5. 50-59 273 (15,2) 2,08 (1,18) 1,63 (1,22; 2,60)
6. 60-69 315 (17,5) 2,15 (1,18) 1,69 (1,25; 2,79)
7. 70-88 183 (10,2) 2,27 (1,23) 1,94 (1,25; 2,92)
Způsob života
n.s
1. s manželem/manželkou 921 (51,2) 2,05 (1,10) 1,62 (1,25; 2,50)
2. s partnerem/kou 351 (19,5) 1,81 (0,87) 1,56 (1,25; 2,10)
3. sám/a bez stálého partnera/ky 353 (19,6) 2,05 (1,18) 1,56 (1,19; 2,54)
4. s rodiči/sourozenci 175 (9,7) 1,91 (1,07) 1,56 (1,19; 2,23)
Rodinný stav
< 0,001 (1-2**,
1-4***, 2-4***, 2-5*,
3-4***)
1. svobodný/á 439 (24,4) 1,77 (0,90) 1,50 (1,23; 2,00)
2. ženatý, vdaná 929 (51,6) 2,04 (1,10) 1,63 (1,25; 2,49)
3. rozvedený/á 158 (8,8) 1,92 (1,00) 1,56 (1,25; 2,17)
4. vdovec, vdova 133 (7,4) 2,60 (1,43) 2,19 (1,31; 3,73)
5. druh, družka (partnerský vztah) 141 (7,8) 1,81 (0,89) 1,50 (1,19; 2,13)

107
n (%) Prům. hodnoty spirituál-
ního prožívánía (SD)
Medián spirituálního
prožívánía (Q1; Q3) p - hodnota
Nejvyšší dosažené vzdělání
0,013 (2-3**, 3-4*)
1. základní 141 (7,8) 1,92 (1,11) 1,50 (1,19; 2,27)
2. SOU bez maturity 442 (24,6) 2,12 (1,20) 1,69 (1,68; 2,60)
3. střední škola s maturitou 854 (47,4) 1,91 (1,01) 1,56 (1,19; 2,29)
4. vysokoškolské 363 (20,2) 2,03 (1,06) 1,69 (1,25; 2,44)
Ekonomická aktivita
< 0,001 (1-2*, 1-7*,
2-3**, 2-4*, 2-7*, 3-7*)
1. zaměstnaný 939 (52,2) 1,86 (0,97) 1,56 (1,25; 2,23)
2. podnikatel, OSVČ 170 (9,4) 2,57 (1,46) 1,53 (1,13; 2,43)
3. v domácnosti, včetně MD 38 (2,1) 1,99 (0,87) 1,88 (1,19; 2,61)
4. nezaměstnaný 45 (2,5) 2,02 (1,20) 1,56 (1,19; 2,08)
5. student 178 (9,9) 1,86 (0,97) 1,50 (1,19; 2,25)
6. invalidní důchodce 63 (3,5) 2,57 (1,46) 2,07 (1,31; 3,67)
7. starobní důchodce 367 (20,4) 2,21 (1,21) 1,85 (1,25; 2,83)
Religiozitab
< 0,001 (1-2***,
1-3***, 1-4***, 2-3**,
2-4***)
1. věřící 170 (9,4) 3,74 (1,18) 3,79 (2,82; 4,66)
2. věřící mimo církev 361 (20,1) 2,65 (1,06) 2,44 (1,81; 3,29)
3. nevěřící 1004 (55,8) 1,60 (0,67) 1,44 (1,18; 1,75)
4. přesvědčený ateista 265 (14,7) 1,44 (0,62) 1,25 (1,00; 1,63)
P hodnota přísluší srovnání všech skupin, zatímco vztahy uvedené v závorkách jsou výsledkem vícenásobného porovnávání skupin. Pro
přehled jsou uvedeny také průměrné hodnoty a mediány pro jednotlivé skupiny.
Poznámky: ᵃintenzita duchovního prožívání je získána jako reverzní hodnota DSES skóre. bnezávisle na návštěvách bohoslužeb, Q1 = dolní
kvartil (25%), Q3 = horní kvartil (75%), n.s. = nesignikantní výsledek (p > 0,1), *p < 0,05, **p < 0,01, ***p < 0,001

108
Tab. 2 Položková analýza a faktorová struktura DSES škály s vyloučenou položkou 5 s využitím explorační faktorové analýzy s šikmou
(Oblimin) rotací
Faktor Položková analýza
Položka Intra
psychický Inter
psychický Komunalita
h² Průměr SD Korelace
s HS
Korelace
s HS bez
položky
8 Cítím, že mne uprostřed mých denních aktivit Bůh vede. 1,00 -0,09 0,90 1,70 1,25 0,86 0,83
3Během bohoslužby nebo jindy při spojení s Bohem cítím
radost, která mne pozvedá z mých denních starostí. 0,96 -0,03 0,87 1,90 1,37 0,86 0,84
4 Ve svém náboženství nebo spiritualitě nacházím sílu. 0,96 -0,05 0,86 1,70 1,27 0,85 0,83
16 Jak blízko Bohu se celkově cítíte. 0,95 -0,10 0,77 1,40 0,68 0,76 0,74
9 Boží lásku k sobě cítím přímo. 0,93 0,02 0,90 1,70 1,31 0,88 0,86
7 Uprostřed svých denních aktivit prosím o Boží pomoc. 0,92 -0,04 0,80 1,80 1,26 0,82 0,79
6 Pociťuji hluboký vnitřní pokoj nebo harmonii. 0,88 0,06 0,85 1,90 1,39 0,87 0,85
15 Toužím být blíže Bohu nebo v jednotě s tím, co je božské. 0,88 0,07 0,87 1,80 1,37 0,87 0,85
10 Boží lásku k sobě cítím skrze druhé. 0,76 0,18 0,80 1,80 1,30 0,84 0,82
11 Duchovně se mne dotýká krása stvoření. 0,71 0,24 0,80 1,90 1,34 0,85 0,82
12 Cítím vděčnost za požehnání, kterých se mi dostalo. 0,66 0,28 0,79 2,20 1,56 0,84 0,81
1 Pociťuji Boží přítomnost. 0,35 0,39 0,46 2,10 1,39 0,63 0,57
13 Pociťuji nezištnost v péči o druhé. 0,03 0,81 0,70 2,60 1,58 0,67 0,60
14 Přijímám druhé, i když dělají věci, o kterých si myslím,
že jsou špatné. 0,03 0,76 0,61 2,60 1,50 0,63 0,57
2 Zakouším propojenost se vším živým. 0,06 0,66 0,50 2,60 1,38 0,58 0,52
Vlastní číslo 9,07 2,41
% variability 60,00 16,00
Průměra (SD) 1,81 (1,15) 2,48 (1,14)
Alfa 0,97 0,79
ᵃintenzita duchovního prožívání, tj. reverzní hodnota DSES skóru

109
Reliabilita
V prvním kroku byla vnitřní konzistence dotazníku DSES ověřena pro kompletní šest-
náctipoložkovou škálu. Tato analýza ukázala velmi vysokou reliabilitu, s hodnotou
Cronbachova alfa = 0,96. Takto vysoký koecient alfa naznačuje přítomnost redun-
dantních položek. Po odstranění položky 5 z důvodu silné korelace s položkou 4 klesla
hodnota Cronbachova alfa na 0,95. Hodnoty alfa při odstranění dalších jednotlivých
položek zůstaly stejné, tedy 0,95. Podle Cronbachova alfa je tedy vnitřní konzisten-
ce škály DSES velmi vysoká. Jelikož koecient alfa předpokládá unidimenzionalitu
a stejnou varianci pravých skórů napříč všemi položkami, ověřili jsme reliabilitu šká-
ly i McDonaldovým koecientem omega (ω) vhodným pro vícedimenzionální škály.
Koecient ωh (hierarchical omega) je založen na hierarchickém modelu a odhaduje
saturaci hlavního faktoru, zatímco koecient ωt (total omega) udává celkovou reliabi-
litu testu. Hodnoty ωh = 0,77 a ωt = 0,98 naznačují, že reliabilita škály DSES v českém
prostředí je vysoká.
Percentilové tabulky pro tvorbu norem
Percentilové tabulky (tab. 3a, 3b a 3c) stratikované podle pohlaví a věku responden-
tů jsou součástí online přílohy tohoto článku, která je pod položkou Nástroje dostup-
ná na adrese: oushi.upol.cz/publikace_vse. Percentil udává procento osob s hodnotou
(DSES) pod daným skórem a polovinu z procent respondentů, kteří daný skór získa-
li (Crawford et al., 2009).
DISKUSE
Cílem této studie bylo psychometrické ověření vlastností DSES na reprezentativním
vzorku české populace. Výsledky popisné statistiky a neparametrických porovnání
mezi skupinami ukázaly vyšší spiritualitu u žen a u respondentů, kteří ztratili partnera.
Pozorovatelný je také trend nárůstu spirituálního prožívání u starších věkových sku-
pin. Následné analýzy jednotlivých položek škály ukázaly na vysokou korelovanost
dvou otázek, proto jsme se rozhodli jednu z problematických položek vyloučit a na-
dále pracovat pouze s patnáctipoložkovou verzí. Škála vykazuje vysokou reliabilitu,
nicméně explorační i konrmační analýza spíše než jednofaktorový model navrhova-
ný autorkou škály podporují model dvoufaktorový.
Vyšší výskyt spirituálního prožívání u žen zjištěný v naší studii odpovídá výsled-
kům studií na amerických vzorcích (Kalkstein, Tower, 2009; Kim, Martin, Nolty,
2016; Underwood, 2011) a na chorvatském vzorku (Rakosec et al., 2015), liší se však
od výzkumů autorů z jiných zemí, kteří rozdíly mezi pohlavími nenalezli (Bailly,
Roussiau, 2010; Ng et al., 2009). Autorka škály zvažuje možnost ovlivnění výpovědí
(a tím i celkového skóru spirituálního prožívání) mírou emocionality, která je obsa-
žena v některých otázkách a která může být v některých kulturách akceptovatelnější
pro ženy než pro muže (Underwood, 2011). Tuto hypotézu by bylo potřeba potvrdit
výzkumem v českém prostředí. Kontrolní analýza vztahu mezi religiozitou a pohla-
vím, která ukázala vyšší šance religiózního prožívání u žen, zatím spíše naznačuje, že
se jedná o jev, který není závislý na konkrétním nástroji. Také studie, kterou provedli
Kim, Martin, Nolty (2016) na vzorku populace Spojených států amerických konstatu-
je, že zvýšené prožívání spirituality u žen nebylo důsledkem formulace otázek.
Za pozornost stojí také zmiňovaný trend zvyšujícího se spirituálního prožívání
u starších věkových skupin, který není v ostatních článcích zmiňován. Šarníková et
al. (2018) jej při měření spirituality nástrojem FACIT-Sp uvádějí pouze pro subškálu
„Víra“, zatímco při použití celého dotazníku se rozdíly neukazují. To znovu ukazuje

110
na již často citovaný problém nejednotné denice spirituality (Koenig, 2008) a z toho
plynoucích potíží při porovnáváních jednotlivých výzkumů. Zatímco spiritualita v šir-
ším slova smyslu může být o něco rovnoměrněji rozložená napříč věkovými i jinými
kategoriemi, intenzivní prožívání vztahu k Bohu se v naší společnosti zdá být silněji
spojené s posledním obdobím života. Dalším možným vysvětlením může být, že vyšší
spirituální prožívání (zde především hlubší vztah k Bohu) je častější v kohortě Čechů
v seniorském věku, která mohla procházet intenzivnější náboženskou výchovou než
mladší kohorty. Kromě toho je také možné, že svou roli může hrát i tendence využívat
víru jako zvládací mechanismus. Tento mechanismus není v sekulární společnosti „po-
třebný“, dokud mají respondenti jiné možnosti. Stáří a s ním spojený úbytek sil, zdra-
votní problémy a snižující se možnost kontroly nad vlastním životem však může alter-
nativní zvládací mechanismy oslabovat a náboženství tak může získávat na důležitosti.
Faktorová struktura zjištěná na českém vzorku se částečně překrývá s dvoufaktoro-
vou strukturou, kterou popisují Currier et al. (2012). Liší se tedy od originální studie,
která prezentuje jednofaktorový model se slabším nábojem položek 13 a 14 (Under-
wood, Teresi, 2002). Obdobně i španělská verze ukazuje na přítomnost jednoho fakto-
ru se slabším nábojem položek 2, 13 a 14, což jsou zároveň položky, které tvoří druhý
faktor v naší studii. Kalkstein a Tower (2009) uvádějí dva faktory, přičemž druhý
je tvořen otázkami 13 a 14. Stejný výsledek nacházejí v prvotní analýze i Ng et al.
(2009) a Lo et al. (2016), kteří se však nakonec rozhodují pro jednofaktorové řešení,
ke kterému se dále kloní i další (Kim, Martin, Nolty, 2016) . Někteří výzkumníci včet-
ně autorky dále rozlišují tzv. teistické (explicitně zmiňující slovo „Bůh“) a non-teis-
tické (reprezentující spiritualitu v širším slova smyslu) položky škály (Underwood,
2006; Zemore, Kaskutas, 2004). Podobnou strukturu bychom v důsledku sekulárního
prostředí mohli očekávat i v našem případě, podrobnější faktorová analýza však uká-
zala, že faktory se liší spíše směrem, kterým jsou orientovány procesy s nimi spojené.
Faktor Intrapsychický tak zahrnuje položky, které reprezentují osobní prožívání, ať
už ve vztahu k Bohu nebo duchovnímu životu obecně. Naproti tomu faktor Interpsy-
chický spojuje položky, které jsou spojené s prožíváním vztahu k druhým a ke světu.
Námi prezentovaná dvoudimenzionální struktura může napomoci lepšímu vhledu do
fungování nástroje v sekulárních podmínkách, autorka však nikde nezmiňuje možnost
používat jednotlivé dimenze jako samostatné subškály. Proto se i v této studii při
tvorbě norem pro používání škály DSES držíme jejího pojetí a normy uvádíme pouze
pro souhrnný skór.
Nízký náboj a nízká komunalita položky 1 implikují otázku jejího vyloučení ze
škály, rozhodli jsme se jí však ponechat proto, že její vyřazení nijak výrazně nezlepši-
lo psychometrické ukazatele, a naopak se domníváme, že položka může být zajímavá
i pro samostatnou analýzu. Navíc lze očekávat, že výsledky faktorové analýzy budou
odlišné u vzorku čistě religiózních respondentů a další zkrácení škály by tedy mohlo
znamenat zbytečný zásah do nástroje.
Celkově lze DSES doporučit jako vhodný nástroj pro měření spirituálního prožívá-
ní v našem prostředí, tím spíše, že obecně neobsahuje položky, které by byly zároveň
ukazately mentálního zdraví. Naopak, vysoké hodnoty spirituálního prožívání nevy-
lučují ani přítomnost deprese (Underwood, 2011). Škálu lze tedy použít nejen pro
analýzy vztahu se zdravím fyzickým, ale i psychickým.
Silné stránky a limity
Tato studie má několik silných stránek, z nichž nejvýraznější je rozsáhlý reprezenta-
tivní vzorek českých respondentů. Jedná se také o první studii, která se zabývá překla-
dem a validací Škály denního spirituálního prožívání v českém prostředí. Nabízíme

111
tak nový nástroj, který je k dispozici pro následné výzkumy. Určitou limitací je nízký
podíl religiózních respondentů, který je v českém prostředí logickým výstupem repre-
zentativních sběrů. Dalším limitem je, že data jsou založena na osobní výpovědi re-
spondentů během standardizovaného řízeného rozhovoru a mohou být tedy ovlivněna
sociální žádoucností.
Implikace
Analýzy provedené na reprezentativním českém vzorku naznačují, že Škála denního
spirituálního prožívání1 je po vypuštění otázky 5 použitelným nástrojem pro hodno-
cení religiózního i nereligiózního prožívání. Vysoký podíl nereligiózních respondentů
u reprezentativních vzorků v českém prostředí je nicméně spojen s potenciálně ob-
tížnější interpretací výsledků průřezových studií. Při využití DSES pro další výzkum
proto doporučujeme zohlednění dalších faktorů, jako je např. náboženská příslušnost
respondentů. Vzhledem k věkovému průměru věřících respondentů a genderovým od-
lišnostem je dále nezbytné adjustovat analýzy pro věk a pohlaví. Vhodné by také bylo
doplnit tuto studii analýzou rozsáhlejšího čistě religiózního souboru české populace.
ZÁVĚR
Naše výzkumy ukazují, že patnáctipoložková verze DSES je nástrojem, který je v čes-
kém prostředí využitelný pro analýzu vztahů spirituálního prožívání s nejrůznějšími
oblastmi života včetně fyzického a mentálního zdraví.
1 Informace k nástroji a kontakt na jeho autorku lze nalézt na http://www.dsescale.org/.
Pro používání nástroje je třeba získat souhlas autorky a vyplnit registrační formulář. Nástroj je pro
nekomerční použití k dispozici zdarma, podmínkou je citace originálního článku a informování au-
torky o výsledcích výzkumu. Pro použití české verze je nutný souhlas OUSHI: oushi.upol.cz
Výsledná patnáctipoložková škála je součástí online přílohy článku, která je pod položkou Nástroje
k dispozici ke stažení na adrese: oushi.upol.cz/publikace_vse/.
LITERATURA
Allen, R. S., Phillips, L. L., Roff, L.
L., C avanaugh, R., D ay, L. (2008):
Religiousness/spirituality and mental health
among older male inmates. Gerontology, 48,
692-697.
Bailly, N. , Roussi a u , N. (2010): The Daily
Spiritual Experience Scale (DSES): Valida-
tion of the short form in an elderly French
population. Canadian Journal on Aging, 29,
223-231.
Cerny, B. A., K ai se r, H. F. (1977): A study
of a measure of sampling adequacy for factor-
analytic correlation matrices. Multivariate
Behavioral Research, 12, 43-47.
Cole, B. S., Hopkins, C. M., Tisak, J.,
Steel , J. L., C a rr , B. I. (2008): Assess-
ing spiritual growth and spiritual decline fol-
lowing a diagnosis of cancer: Reliability and
validity of the spiritual transformation scale.
Psycho-Oncology, 121, 112-121.
Crawford, J. R., Garthwaite, P. H.,
Sli ck , D. J. (2009): On percentile norms
in neuropsychology: Proposed reporting
standards and methods for quantifying the
uncertainty over the percentile ranks of test
scores. The Clinical Neuropsychologist, 23,
1173-1195.
Currier, J. M., Kim, S. H., Sandy, C.,
Nei me yer, R. A. (2012): The factor struc-
ture of the Daily Spiritual Experiences Scale:
exploring the role of theistic and nontheistic
approaches at the end of life. Psychology of
Religion and Spirituality, 4, 108-122.
Desros iers, A ., Miller , L. (2007): Rela-
tional spirituality and depression in adoles-
cent girls. Journal of Clinical Psychology, 63,
1021-1037.
Ellis on , C. G., Fan, D. (2008): Daily spirit-
ual experiences and psychological well-being
among US adults. Social Indicator Research,
88, 247-271.
Fetzer Institute & National Institute on Aging
Working Group (1999): Multidimensional
measurement of religiousness/spirituality for
use in health research. Kalamazoo, Fetzer In-
stitute.
Hacklo v á , R. (2013): Psychosociální aspekty
religiozity a spirituality ve vztahu ke zdraví.

112
Dizertační práce. Praha, Univerzita Karlova
v Praze.
Hacklo v á , R ., Kebz a, V. (2014): Religi-
ozita, spiritualita a zdraví. Československá
psychologie, 58, 120-140.
Hall, D. E., Koenig, H. G., Meador, K.
G. (2010): Episcopal measure of faith tradi-
tion: A context-specic approach to meas-
uring religiousness. Journal of Religion &
Health, 49, 164-178.
Hill, P. C., Pa rgament , K. I. (2003): Ad-
vances in the conceptualization and measure-
ment of religion and spirituality - Implica-
tions for physical and mental health research.
American Psychologist, 58, 64-74.
Hill, P. C., Ed wa rds, E. (2013): Measure-
ment in the psychology of religiousness and
spirituality: Existing measures and new fron-
tiers. In: K. I. Pargament, J. J. Exline, J. W.
Jones (Eds.), APA handbook of psychology,
religion, and spirituality (Vol. 1): Context,
theory, and research. Washington, American
Psychological Association, 51-77.
How den, J. W. (1992): Development and psy-
chometric characteristics of the spirituality
assessment scale. Ann Arbor, Texas Wom-
an’s University, UMI Dissertation Services.
Kalkstein, S ., To wer, R. B. (2009): The
Daily Spiritual Experiences Scale and well-
being: Demographic comparisons and scale
validation with older Jewish adults and a di-
verse internet sample. Journal of Religion &
Health, 48, 402-417.
Kim, S. H., Martin, B. J., Nolty, A. T.
(2016): The factor structure and measurement
invariance of the Daily Spiritual Experiences
Scale. International Journal for the Psychol-
ogy of Religion, 26, 240-251.
Kimura, M., de Oliveira, A. L., Mishi-
ma, L . S ., U n der wood, L. G. (2012):
Cultural adaptation and validation of the Un-
derwood’s Daily Spiritual Experience Scale
– Brazilian version. Revista da Escola de En-
fermagem da Usp, 46, 99-106.
Koenig , H. G. (2008): Concerns about meas-
uring „Spirituality” in research. Journal of
Nervous and Mental Disease, 196, 349-355.
Koenig, H. G., Pearce, M. J., Nelson,
B., Erkanli, A. (2016): Effects on Daily
Spiritual Experiences of religious versus con-
ventional Cognitive Behavioral Therapy for
depression. Journal of Religion & Health, 55,
1763-1777.
Lo, G., Chen, J., Wasser, T., Portenoy,
R., Dhingra, L. (2016): Initial validation
of the Daily Spiritual Experiences Scale in
Chinese immigrants with cancer pain. Jour-
nal of Pain and Symptom Management, 51,
284-291.
MacD on a ld, D. A. (2000): Spirituality: De-
scription, measurement, and relation to the
ve factor model of personality. Journal of
Personality, 68, 153-197.
Malinakova, K., Kopcakova, J., Kolar-
cik, P., Madarasova Geckova, A.,
Po la ckov a Solc ova, I., Husek, V. et al.
(2017): The Spiritual Well-Being Scale: Psy-
chometric evaluation of the shortened version
in Czech adolescents. Journal of Religion and
Health, 56, 697-705.
Mayoral, E. G., Underwood L. G.,
Laca F. A. , Mejí a, J. C. (2011): Validiza-
tion of the Spanish version of Underwoodʼs
Daily Spiritual Experiences Scale in Mexico.
International Journal of Hispanic Psychology,
6, 191-202.
Meezenbroek, E. D., Garssen, B., van
den Berg, M., van Dierendonck, D.,
Visser, A., Schaufeli, W. B. (2012):
Measuring spirituality as a universal human
experience: A review of spirituality question-
naires. Journal of Religion & Health, 51, 336-
354.
Ng, S. M., Fong, T. C. T., Tsui, E. Y.
L., Au -Ye un g, F. S . W. , L aw, S. K. W.
(2009): Validation of the Chinese Version
of Underwood’s Daily Spiritual Experience
Scale–Transcending cultural boundaries? In-
ternational Journal of Behavioral Medicine
16, 91-97.
Palo u t z ian, R. F., Ellis on , C. W. (1982):
Loneliness, spiritual well-being and the quality
of life. In: L. A. Peplau and D. Perlman (Eds.),
Loneliness: A sourcebook of current theory, re-
search and therapy, New York, Wiley, 224-237.
Park, C. L., Brooks, M., Sussman, J.
(2009): Dimensions of religion and spiritual-
ity in psychological adjustment in older adults
living with congestive heart failure. In: A. Ai,
M. Ardelt (Eds.), Faith and well-being in later
life: Linking theory with evidence in an inter-
disciplinary inquiry. New York, Nova Science
Publishers, 41-58.
Pied mo nt, R. L. (1999): Does spirituality rep-
resent the sixth factor of personality? Spir-
itual transcendence and the ve-factor model.
Journal of Personality, 67, 985-1013.
Po pp -Baier, U. (2009): Náboženská či exis-
tenciální hlediska: spiritualita jako „most přes
rozbouřené vody”. Československá psycholo-
gie, 53,193-201.
Rakosec, Z., Miksic, S., Juranic, B.,
Batinic , L. (2015): Psychometric character-
istics of Croatian version of the Daily Spir-
itual Experience Scale. Religions, 6, 712-723.
Reed, P. G. (1991): Self-transcendence and
mental-health in oldest-old adults. Nursing
Research, 40, 5-11.

113
Reut te r, K. K., Bi gat t i , S. M. (2014): Re-
ligiosity and spirituality as resiliency resourc-
es: Moderation, mediation, or moderated me-
diation? Journal for the Scientic Research of
Religion, 53, 56-72.
Rippentrop, A. E., Altmaier, E. M.,
Chen, J. J. (2005): The relationship between
religion/spirituality and physical health, men-
tal health, and pain in a chronic pain popula-
tion. Pain, 116, 311-321.
Říčan, P. (2006): Spiritualita jako klíč k osob-
nosti a lidským vztahům. Československá
psychologie, 50, 119-137.
Říčan, P., Jano šová, P. (2005): Spirituality:
Its psychological operationalization via meas-
urement of individual differences: A Czech
perspective. Studia psychologica, 47, 157-
165.
Říčan, P., Jano šo vá, P., Ty l , J. (2007):
Test spirituální citlivosti. Československá
psychologie, 51, 153-160.
Sanchez, E. G. M., Arocena, F. A.
L., Ceballo s, J. C. M. (2010): Daily spir-
itual experience in Basques and Mexicans:
A quantitative study. Journal of Transpersonal
Research, 2, 10-25.
Santoro, A. F., Suchday, S., Benk-
houkha, A., Ramanayake, N., Kapur,
S. (2016): Adverse childhood experiences
and religiosity/spirituality in emerging ado-
lescents in India. Psychology of Religion and
Spirituality, 8, 185-194.
Skarupski, K., Fitchett, G., Evans, D.,
Mend es , C. F. (2010): Daily spiritual experi-
ences in a biracial community-based popula-
tion of older adults. Aging and Mental Health,
14, 779-789.
Stříženec, M. (2001): Psychologické aspekty
spirituality. Československá psychologie, 45,
118-126.
Stříženec, M. (2007): Novšie psychologické
pohľady na religiozitu a spiritualitu. Bratisla-
va, Ústav experimentálnej psychológie SAV.
Šarníková, G., Maliňáková, K.,
Fürstová, J., Dubovská, E., Tavel,
P. (2018): Psychometrická analýza škály
FACIT-Sp na reprezentativním vzorku české
populace. Československá psychologie, 62,
Suppl. 1, 114-128.
Und er wo od, L. G. (2006): Ordinary Spiritual
Experience: Qualitative research, interpretive
guidelines, and population distribution for the
Daily Spiritual Experience Scale. Archive for
the Psychology of Religion, 28, 181-218.
Und er wo od, L. G. (2011): The Daily Spiritual
Experience Scale: Overview and results. Reli-
gions, 2, 29-50.
Und er wo od, L. G. , Te r e si, J. A. (2002):
The Daily Spiritual Experience Scale: devel-
opment, theoretical description, reliability,
exploratory factor analysis, and preliminary
construct validity using health-related data.
Annals of Behavioral Medicine, 24, 22-33.
Wa c h h oltz, A . B., Pargame nt , K. I.
(2005): Is spirituality a critical ingredient of
meditation? Comparing the effects of spiritual
meditation, secular meditation, and relaxation
on spiritual, psychological, cardiac, and pain
outcomes. Journal of Behavioral Medicine,
28, 369-384.
Zemor e, S. E ., K as k u t a s , L. A. (2004):
Helping, spirituality and alcoholics anony-
mous in recovery. Journal of Studies on Alco-
hol, 65, 383-391.
SOUHRN
Cíle. Souvislosti spirituality s nejrůznějšími ob-
lastmi lidského života se v současné době vě-
nuje vzrůstající množství studií. S tím souvisí
také potřeba validních nástrojů pro její měření.
Cílem této studie je psychometrická analýza
Škály každodenní spirituální zkušenosti (DSES)
v českých podmínkách.
Metoda. Výzkumný soubor je tvořený 1800 re-
spondenty a je reprezentativním vzorkem popu-
lace České republiky ve věku nad 15 let (48,7 %
mužů, prům. věk 46,41, SD = 17,40). Součástí
dotazníku byly otázky na spiritualitu, religiozitu
a základní sociodemogracké údaje.
Výsledky. Výsledky popisné statistiky a nepara-
metrických porovnání mezi skupinami ukázaly
vyšší spiritualitu u žen a u respondentů, kteří
ztratili partnera. Pozorovatelný je také trend
nárůstu spirituálního prožívání u starších vě-
kových skupin. Následné analýzy jednotlivých
položek škály ukázaly na vysokou korelova-
nost otázek 4 a 5, proto byla položka 5 z dal-
ších analýz vyloučena. Patnáctipoložková verze
škály vykazuje vysokou reliabilitu, s hodnotou
Cronbachova alfa = 0,960 a McDonaldovova
koecientu omega (ωt) = 0,98. Explorační fak-
torová analýza (EFA) s využitím šikmé (Obli-
min) rotace na matici polychorických korelací
vyústila ve dvoufaktorové řešení, které bylo
podpořeno i analýzou konrmační, s χ² (89)
= 648,1; p < 0,001; SRMR = 0,037; TLI =
= 0,999; CFI = 0,999; RMSEA = 0,059 (90%
CI = 0,055–0,063). Provedené analýzy ukazují,
že patnáctipoložková DSES je vhodným nástro-
jem pro hodnocení religiózního i nereligiózního
prožívání.
Omezení. Limitací této studie je nízký podíl reli-
giózních respondentů, který je v českém prostře-
dí logickým výstupem reprezentativních sběrů.

CopyrightofCeskoslovenskaPsychologieisthepropertyofInstituteofPsychologyofthe
AcademyofSciencesanditscontentmaynotbecopiedoremailedtomultiplesitesorposted
toalistservwithoutthecopyrightholder'sexpresswrittenpermission.However,usersmay
print,download,oremailarticlesforindividualuse.