Embed Size (px)
Citation preview
r _‚‚- ‚ü
‚: ‘/ -‚‚ ‚
4 7/? 5Z’/. -..
isrs ‚-.I ‘,-,
1, 1 ‚ ‚I.
í d -“ c ‚I
5_ - .‚4J ? i’-..’l 5...
‘-v 5, ‘I/
‚ -
S
SZÜLŐI BÁNÁSMÓD KÉRDŐÍV (H-PBI):A PARENTAL BONDING INSTRUMENT (PBI)
MAGYAR VÁLTOZATA
TÓTH ILDIKÓ-GERVAIJUDIT
MTA Pszichológiai Kutatóintézete, BudapestE-mail: [email protected], [email protected]
Az önértékelő Szülői Bánásmód Ké’rdóív (Parental Bon4ing instrument, PBI) a gyermekkori szülői bánásmód percepcióját méri a szülő—gyermek kapcsolat szempontjábólfontosnak tartott szeretet—elutasítás,függetlenség bátorítása—korlátozás dirnenziókban. Számos klinikai vizsgálatban kimutatták, hogy akülönféle pszichopatológ-iákhoz a normatív PBI értékektől való eltérés társul, és sok esetben okozatiösszefüggést feltételeznek a PBI segítségével megragadott gyermekkori bánásmód és a későbbi patológiaközött.
A PBI-t azzal a céllal adaptáltuk, hogy felhasználjuk a szülő—csecsemő kapcsolat fejlődését nyomonkövetó’ kutatásunkban. A 25 tételből álló kérdőív magyarra fordított változatának pszichometriai elemzését összesen 311 középiskolás ésfó’iskolai hallgató bevonásával végeztük. A magyar változat tételeinek
“A “Parental Bonding Instrument” pontos magyar megfelelője a „Szülői Ragaszkodás vagy SzülőiKötődés Kérdőív” volna. Parker és munkatársai azért használták ezt az elnevezést, meri úgy vélték,hogy a kérdőív a szülő—gyermek kapcsolatban ható fontos szülői dimenziókat méri. Mi az adaptációsorán a “bonding” szót „bánásmódra” változtattuk, mert úgy gondoljuk, hogy ez az elnevezés közelebbáll a kérdőív tartalmához, íninitiogy az a.z elsó 16 életév tapasztalatai alapján megítélt szülői—rievelőiviselkedésről, bánásmódról ad képet. A tapasztalatok szerint a szülő—gyerek kapcsolat minőségéről másinformációt nyújt, mint egyéb, felnőtt korban alkalmazott, kötődési elméleren alapuló módszerek(például a Felnőtt Kötődési Interjú, lásd MAIN, GOLDWYN, 1990).
Köszönetünket fejezzük ki Lakatos Krisztinának és Csomay Enikőnek a PBI fordításában nyújtottsegítségükért, Both Eva és Langer Katalin pedagógusoknak a vizsgálati személyek bevonásáért és akérdőívek kitöltésének megszervezéséért, továbbá mindazoknak, akik a kérdőívek kitöltésével hozzájárultak a magyar változat elkészítéséhez. Kalmár Magda és Sipos Mihály értékes megjegyzéseket fűzött akézirathoz, Vargha András és Csibra Gergely lektori észrevételeit pedig köszönettel vettük figyelembea végleges változatbaii.
A kutatással járó költségeket a T-018453 és F-022686 számú OTKA pályázat fedezte. A vizsgálatideje alatt az első szerzőt a Research Support Scheme ofthe OSI/HESP 729/1997 számú ösztöndíja és kutatási pályázata támogatta.
Magyar Pszichológiai Szemle, 1999, LIV 4. 551—566.
11
:1I
E» 1”): I
- - L. -‘ “‘ . .
1 I ‘ S -. a áS1i5‘á5-1 I’.. —
Szüló’i Bánásmód Kérdó’ív (H-PBI): A Parental Bonding Instrument (PBI) magyar változata 553552 Tóth Ildikó—Gervai Judit
kapcsolatát fó’komponens-analízissel vizsgáltuk. Szemben az eredeti kétfaktoros megoldással, a ada
tainkban három fő faktor különült el, amelyek együttesen a variancia 54%-át magyarázzák. Az elsó’
faktorban nagy súllyal megjelenó’ 12 tétel megegyezik az eredetileg közölt “Care” skála tételeivel és ezek
alkotják a H-PBI Szeretet—törődés skáláját is. Az eredeti bipoláris “Overprotection” faktor a mi vizs
gálatunkban két külön faktorra vált szét. Az új faktorokban nagy súllyal szerepló’ tételek tartalmát
figyelembe véve adtuk a skáláknak a „ Túlvédés” (7 tétel), illetve a „Korlátozás” (6 tétel) nevet,
A három skála belsó’ konzisztenciájának ellenó’rzésére kiszámolt Cronbach-alfa értékek magasak, egy
kisebb populáción kéthetes eltéréssel gyűjtött adatok magas skálakorrelációi pedig bizonyították a kérdőív
teszt-reteszt megbízhatóságát. A PBI magyar változatának validitását megeró’sítette 25, 14—18 évesen
állami gondozásba vett serdüló’vel végzett vizsgálatunk. A várakozásnak megf’eleló’en ezek a fiatalok
mindkét szülójüket szignijikánsan alacsonyabb Szeretet—törődés, valamint magasabb Túlvédés és Kor
látozás pontszámokkal értékelték, mint normatív populációbeli kortársaik. A normatív mrnta 15—23%-
ával szemben a serdüló’korban állami gondozásba vett személyek 41—55%-a ítélte meg a szülői bánás
módot az egyes skálákon az átlagtól egy szórással eltéró’en, közel 25%-a pedig a három anyai és három
apai skála közül legalább öt skálán adott egyszeres szóráson kívüli pontszámokat.
Vizsgálatunk azt mutatja, hogy az egyszerű és gyors Szüló’i Bánásmód Kérdó’ív (H-PBI) pszicho
metriai tulajdonságai megfeleló’ek, továbbá a magyar normatív adatok jól egyeznek az eredeü és más
külföldi populációkon nyert adatokkal. Alkalmazható lehet a szüló’z (neveló’i) bánásmód percepciójának
vizsgálatára akár klinikai csoportokban is.
Kulcsszavak: Szülői Bánásmód Kérdőív, szülő—gyermek kapcsolat, nevelői stílus, szülői viselkedés
BEVEZETÉS
Bár növekvő és egyre befolyásosabb az a szakirodalom, amely a családi környezet
és a nevelés hatásával szemben a genetikai örökség jelentőségét hangsúlyozza a
gyermekek fejlődésében (R0wE, 1994), a szülők és gyermekük közötti megkülön
böztetett kapcsolat jelentősége általánosan elfogadott, és a gyermek fejlődésére
gyakorolt hatásával a legutóbbi időkig számos vizsgálat foglalkozik. Elvileg a szü
lő—gyermek kapcsolatot mind a gyermek, mind a szülő oldaláról ható tényezők,
továbbá ezek kölcsönhatásai befolyásolják. A ma már klasszikusnak számító (pél
dául BAUMRIND, 1971, 1980; SEARS, MAcc0BY, LEVIN, 1957) vizsgálatok óta is
sokak által tanulmányozott terület a szülői bánásmód, a nevelési stílusok összefüg
gése a személyiség fejlődésével, a közösségi elvárásokhoz való alkalmazkodással, a
különféle viselkedési problémák és mentális betegségek kialakulásával (átfogó
összefoglalást lásd COLE, M., COLE, S. R., 1997).A szülői bánásmód empirikus vizsgálatában uralkodó módszer a szülői—nevelői
attitűdökre vonatkozó kérdőívek használata. A leggyakrabban használt PARI
(SCHAEFER, BELL, 1958), CRPR (BLOCK, 1965) és MAS (COHLER, WEISS, GRUNE
BAUM, 1970) teszteken kívül mintegy száz egyéb kérdőívet használtak a különböző
kutatásokban. Ezek szinte minden esetben általános nevelési elvekre (például „Egy
gyerek ne feleseljen a szüleivel”) és konkrét viselkedésformákra (például „Világo
san értésére adom a gyerekemnek, amikor haragszom rá”), illetve viselkedési
szándékra (például „Igyekszem elkerülni az összetűzéseket gyermekemmel”) kér-
deznek rá. A kérdőíves attitűdskálákkal kapcsolatban felvetődik az az elvi kérdés,hogy az attitűdök mennyire határozzák meg a viselkedést, továbbá az a módszertani kérdés, hogy az önértékelésen alapuló adatok mennyire tükrözik a szülő valóságos attitűdjeit, illetve viselkedését (HOLDEN, 1995).
A Szülői Bánásmód Kérdőívet (Parental Bonding Instrument, PBI) és módszertani leírását Gordon Parker és munkatársai publikálták 1979-ben (PARKER,
TUPLING, BROWN, 1979). A kérdőívvel a már SCHAEFER (1959) által korábbankimutatott két fő dimenzió, az érzelem ás a korlátozás mértékét kívánták mérni,de más módszerektől eltérően ezúttal nem a szülőt, hanem a kapcsolat másikrésztvevőjét kérdezték, továbbá a kérdőív tételei attitűdök helyett a szülő konkrétviselkedésformáira kérdeznek rá. A kérdezettek 25 állítást értékeltek négyfokúskálán annak megfelelően, hogy azt mennyire tartották jellemzőnek anyjuk, illetveapjuk viselkedésére életük első 16 évében. A PBI kérdőív változóinak főkomponens-analízise két faktort adott. Az első, az összes variancia 28%-át magyarázófaktor lett a Szeretet—törődés vs. Elutasítás (Care vs. Rejection) dimenzió, avariancia 17%-ért felelős második, a Túlvédés vs. Onállóság/Függetlenség bátorítása (Overprotection vs. Encouragement of Autonomy!Independence) elnevezéstkapta. Az első faktor egyik végpontja a szeretetteli, érzelmileg meleg, empatikusszülői viselkedést jelenti, a másik végpontján az érzelmi hidegségre, közömbösség-re és elhanyagolásra utaló tételek súlya jellemző. A második faktor egyik vég-pontján a kontrolláló, túlvédő, beavatkozó, infantilizáló és a függetlenséget gátló,ellentétes végpontján pedig a függetlenséget és önállóságot bátorító szülői viselkedés változói jelennek meg nagy súllyal. A faktorstruktúra mindkét szülőrevonatkozó adatok esetében azonos, és a faktorsúlyok is nagymértékben egyeznek.A két faktorban nagy pozitív, illetve negatív súllyal szereplő tételekből két skálátállítottak össze, így a 25 kérdésből 12 tartozik a szülői »Szeretet—törődés«, 13 pediga »Túlvédés« skálához. A tételekhez a 0-tól 3-ig rendelt pontértékek összegéből azelső skálán maximum 36, a másodikon maximum 39 pont adódhat. Egy nagyobb,közel 500 fős mintán végzett vizsgálat azt mutatta, hogy a skálaértékek függetlenek a vizsgálati személy nemétől és életkorától, valamint szociális helyzetétől. Kis,de szignifikáns különbség mutatkozott a két szülő megítélésében, nevezetesen akérdezettek az anyákat inkább szeretettelinek és túlvédőnek ítélték, mint az apákat (PARKER, TUPLING, BR0wN, 1979). A nemek közötti különbségek tekintetébena kutatók eredményei megoszlanak. Parker eredeti és későbbi vizsgálataiban(PARKER, TUPLING, BR0wN, 1979; PARKER, 1983a) ausztrál (MACKINNON,
HENDERSON, Scor, DUNCAN-J0NES, 1989), holland (ARRINDELL, HANEWALD,
K0LK, 1989) és kanadai (TRUANT, DONALDSON, HERSCOVITCH, LOHRENZ, 1987)populációkban nem találtak eltérést a két nem válaszaiban. CUBIS és munkatársai(1989) szerint a serdülő nők anyjuknak nagyobb Szeretet—törődés pontszámokatadtak, mint a férfiak, MURPHY ás munkatársai (1997) középiskolás ás egyetemistapopuláción végzett vizsgálatában a nők mindkét szülőt szeretetteljesebbnek tartották, mint a férfiak.
A validitásvizsgálat kiterjedt arra is, hogy mennyiben tér el a szülőről adott leírás a szülő saját viselkedéséről való percepciójától (PARKER, 1983a). Diákok kitöltötték az anyjukra vonatkozó kérdőívet, majd a PBI állításainak megfelelő átfo
II
554 Tóth Ildikó—Gervaijudit
galmazása után az anyákkal is megítéltették Saját gondozói viselkedésüket. Az
anyák több szeretetről és kevesebb túlvédésről számoltak be, mint serdülő gyer
mekeik, de az eltérés nem érte el a szignifikáns szintet. A PBI kérdőívben adott
gyermeki és szülői válaszo1. tehát, noha a megkérdezettek saját értékelésén ala
pultak, megegyeztek.A kérdőív nagy népszerűségre tett szert, nem kis részben egyszerűsége és gyors
alkalmazhatósága, valamint jó pszichometriai tulajdonságai miatt. Egy másik rep
rezentatív ausztrál (MACKINNON, HENDERSON, SCOTT, DUNCAN-JONES, 1989) és
egy kanadai vizsgálatban az eredetihez hasonló kétfaktoros struktúrát kaptak
(KAZARIAN, BAKER, HELMES, 1987). PARKER (1983a) beszámolt arról, hogy az an
gol nyelvű kérdőívvel további amerikai és angol populációkbari is az első, ausztrá
liai eredményekhez hasonló átlagos skálaértékeket kaptak. A holland változattal
végzett vizsgálatban (ARRINDELL, HANEWALD, KOLK, 1989) szintén az eredetihez
hasonló, kétfaktoros megoldáshoz jutottak, és más, többek közt svéd (PERRIS,
JACOBSSON, LINDSTROM, VON KNORRING, PERRIS, 1980) és japán (például SATO,
SAKADO, UEHARA, NISHIOKA, KASAHARA, 1997) vizsgálatok is mutatják a PBI
kultúrközi alkalmazhatóságát.Többen számoltak be a PBI skálaértékek eltéréséről egyes klinikai csoportok
ban. Legtöbb adat a depressziós személyeknél tapasztalt alacsonyabb Szeretet és
nagyobb Túlvédés értékekre van (például MACKINNON, HENDERSON, ANDREWS,
1993; PARKER, 1983b; 1994; PEDERSEN, 1994; SATO, SAKADO, UEHARA, NISHIOKA,
KASAHARA, 1997), de skizofrén betegek is kisebb anyai és apai szeretetről és na
gyobb apai túlvédésről számoltak be (PARKER, 1983a). Újabban közöltek olyan
tanulmányokat, amelyek hasonló mintázatot mutatnak a borderline személyiség
zavarral diagnosztizált betegeknél (HELGELAND, TORGERSEN, 199.7; PARis, ZwEIG
FRANK, GUZDER, 1994; PATRICK, HOBSON, CASTLE, HOwARB, MAUGHAN, 1994;
TORGERSEN, ALNAES, 1992).Korábban a szülői—nevelői stílust többnyire három elkülönülő dimenzióval jel
lemezték (például ROE, SIEGELMAN, 1963; SCHAEFER, 1965; RASKIN, BOOTHE,
REATIG, SCHLUDERBRANDT, 1971). Több tanulmányban felvetették, hogy a PBI is
valójában nem két, hanem három dimenziót mér. Egy 2147 serdülővel végzett
ausztrál vizsgálatban az eredeti kétfaktoros megoldás helyett három faktort adó
megoldáshoz jutottak (CuBIs, LEWIN, DAwEs, 1989). Az első faktor megegyezett a
korábban Parker és munkatársai által kapott Szeretet—törődés (Care) faktorral. Az
eredeti Túlvédés (Overprotection) faktor azonban két összetevőre bomlott, ame
lyek a szülői bánásmódot a viselkedési szabadság korlátozása (a szerzők szóhasz
nálatával Protection-Social Domain) és a pszichológiai autonómia megtagadása
(Protection-Personal Domain) terén jellemezték. Ez utóbbi arra utal, hogy a kér
dezett személy mennyire érezte magát elnyomottnak vagy kisgyermekként kezelve
a kapcsolatban. Hasonló háromfaktoros struktúrát találtak a 205 fős női mintán
nyert adatokban a PBI spanyol adaptációját végző Gomez-Beneyto és munkatársai
(GOMEZ-BENEYTO, PEDROS, TOMAS, AGUILAR, LFAL, 1993), majd amerikai és
angol diákpopulációkban nyert adatokban Murphy és munkatársai (MURPHY,
BREWIN, SILKA, 1997).
Szülői Bánásmód Kérdó’ív (H-PBI): A Parental Bonding Jnstru,nent (PBI) magyar változata 555
Ajelen vizsgálat tágabb célja a PBI adaptációja, magyar változatának pszichometriai vizsgálata volt. Ugy gondoltuk, hogy az elmúlt két évtized több száz klinikai vizsgálata bizonyította a PBI használhatóságát, s mivel felvétele egyszerű ésgyors, akár részletes pszichiátriai vizsgálatot megelőző szűrőeszközként is alkalmazható lehet. Közvetlen célunk az volt, hogy a PBI általunk elkészített magyar
változatát a korai szülő—gyermek kapcsolat fejlődését követő kutatásunkban hasz
náljuk, mégpedig első gyermeküket váró fiatal párok szülői bánásmódról való
emlékeinek vizsgálatára.
A PBI MAGYAR VÁLTOZATA
Az angol nyelvű kérdőív magyar fordítását magunk készítettük. Ezt Lakatos
Krisztina Csomay Enikő (ELTE BTK angol tanszék) segítségével visszafordította
angol nyelvre, és ennek alapján finomítottuk az első változatot. A kérdőívet a
FUGGELEKben közöljük.
Alapvizsgálat
A magyar változatelső vizsgálatát 179 középiskolás (101 nő és 78 férfi, 15—ig éves,
átlagos életkor 17,5±1,1) és 132 főiskolai és egyetemi hallgató (62 nő és 70 férfi,
19—29 éves, átlagos életkor 22,4±1,8) bevonásával végeztük. A vizsgálatban részt
vevő személyek csoportosan töltötték ki mind az anyjukra, mind az apjukra vo
natkozó kérdőívet. Más demográfiai adatot nem gyűjtöttünk.
Teszt-reteszt minta
57 egyetemista (52 nő és 5 férfi, 19—32 évesek, átlagos életkoruk 22,3±2,8 év) két
alkalommal töltötte ki mind az anyára, mind az apára vonatkozó kérdőívet, a
tesztek közötti két hét eltéréssel.
Validitásvizsgálat
A Szülői Bánásmód Kérdőív validitásának vizsgálata céljából a kérdőívet kitöltet
tük25 olyan 14—18 éves serdülővel (22 nő, 3 férfi, átlagos életkor 16,8±0,3), akik
nek állami gondozásba vételét a kérdó’ív felvételének idején a szülők életviteli és ma
gatartási problémák miatt kezdeményezték. Azt vártuk, hogy ezek a fiatalok szü
leikkel való konfliktusos kapcsolatukból adódóan akár a valóságnak megfelelően,4 akár torzító megítélés okán, mind a szeretet—törődés, mind a korlátozás skálán a
normától eltérő, alacsonyabb, illetve magasabb értékekkel jellemzik szüleiket. Az
infantilizáló túlvédés percepciójára nem volt egyértelmű elvárásunk.
A PBJ MAGYAR VÁLTOZATÁNAK ALKALMAZÁSA
A vizsgálatba bevont személyek
556 Tóth Ildikó—Gervaijudit Szülői Bánásmód Kérdó’ív (H-PBI): A Parental Bonding Instrument (PBI) magyar változata 557
EREDMÉNYEK
Alapvizsgálati mintánkban a PBI eredeti két skáláját használva azt találtuk, hogy amagyar populáció átlagos skálaértékei nagyon hasonlóak más normatív vizsgálatokban kapottakhoz (lásd 1. táblázat).
ANYA APA
Vizsgálat Szeretet—törődés Túlvédés Szeretet—törődés TúlvédésÁtlag Szórás Átlag Szórás Átlag Szórás Átlag Szórás
Budapestn = 311 28,1 (6,3) 14,9 (7,1) 22,5 (8,5) 12,2 (7,7)
Ausztráliai
n = 150 26,8 I 14,7 22,9 11,9
USA2n = 463 25,2 (8,3) 13,3 (12,6) 22,5 (8,9) 12,7 (7,6)
Anglia2n = 132 27,1 (7,3) 12,5 (11,8) 23,7 (8,8) 11,0 (6,4)
USA3n = 468 28,8 (6,8) 13,6 (7,2) 23,1 (8,4) 11,7 (7,6)
Anglia3 -
n = 225e
28,3 (6,0) 12,0 (6,5) 25,3 (7,2) 10,0 (6,0)
Japán4n = 50 28,8 (5,8) 9,1 (5,4) 25,0 (8,0) 9,8 (5,7)
A Szülői Bánásmód Kérdó’ív magyar változatának (H-PBI) skálái
A PBI magyar változatának végleges skáláit az alapvizsgálati adatok főkomponensanalízisének eredménye alapján alakítottuk ki. Az eredeti kétfaktoros megoldástóleltérően, de CuBis és munkatársaihoz (1989), valamint MURPHY és munkatársai-hoz (1997) hasonlóan, a magyar adatokból ortogonális forgatással három fő faktort különítettünk el, amelyek együttesen az eredeti variancia 54%-át magyarázták. Ez a megoldás a faktorok szerkezetét és a faktorsúlyokat tekintve is nagyonhasonlított azokra, amelyeket a fentebb említett szerzők közöltek. A kérdőív egyestételei és a faktorok közötti kapcsolatot a 2. táblázat mutatja.
Tételt 1. faktor 2. faktor 3. faktor
5. -0,80 -0,15 0,19
11. -0,19 0,00 0,09
17. .-O77 -0,01 0,15
1. -.0,74..: 0,06 0,19
12. 0,16 0,23
6. 0,20 0,19
4. 0,10 -0,20
18. 0,10 -0,03
14. 0,36 -0,10
2. 0,18 0,17
24. 0,08 -0,08
16. .:.Ó;5.7 0,17 -0,01
20. -0,11 -0,72 -0,10
4,23 — O 18 — *
— O 14 —
8. 0,00 -0,16
19. -0,18 -0,19
9. -0,09 -0,27
10. 0,24 -0,10
21. 0,04 -0,24
22. 0,11 -0,183. 0,16 -0,22
15. 0,27 -0,43 S..-
7. 0,28 -0,48
25. 0,02 -0,26
Sajátérték 7,76 4,28 1,61
% Variancia 31 17 6
Az 1. faktorban szerepeltek nagy súllyal mindazok a tételek, amelyek az eredeti
PBI kérdőív “Care” faktorában szerepeltek, és a faktorsúlyok előjele és nagysága is
nagy hasonlóságot mutatott. Ezt a faktort mi is „Szeretet—töró’dés” névvel jelöltük. A
magyar adatokban elkülönültek a PBI eredeti bipoláris “Overprotection” faktorá
ban nagy súllyal szereplő változók; nagy súllyal szerepeltek a 2. faktorban azok a
tételek, amelyek az eredeti faktorban nagy pozitív, a 3. faktorban pedig azok,
amelyek az eredeti faktorban nagy negatív súllyal szerepeltek. A két faktor csupán
mérsékelt negatív korrelációban állt egymással (r = —,43), így más szerzőkhöz ha
sonlóan (például MURPHY, BREWIN, SILKA, 1997) indokoltnak láttuk kettéválasz
I
1. tábla’zat. Átlagos pontszámok az eredeti PBI skálákon a magyar normatív,az eredeti és néhány külfildi populációban
I
. 2. táblázat. A PBI kérdőív tételei és a faktorok közötti kapcsolat:
faktorsúlyok a varimax forgatása után
Eredeti ausztrál vizsgálat, PARKER, TUPLING, BROwN (1979)2 Lásd PARKER (1983a)
Lásd MURPHY, BREwIN, SJLKA (1997)SAT0, SAKDo, UEHARA, NI5HIOKÁ, KASAHARA (1997)
A tételek leírását lásd a FÜGGELÉKben
558 Tóth Ildikó—Gervai Judit Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI): A Parental Bonding Instrument (PBI) magyar változata 559
tásukat. Minthogy a 2. faktorban azok a tételek szerepeltek, amelyek az infantilizálóan túlvédő kapcsolatot jellemezték, ezt a faktort „ Túlvédés” névvel jelöltük.A 3 faktorban az önállóság, autonómia bátorításával, illetve a szabadság korlátozásával kapcsolatos tételek szerepelnek nagy súllyal, ezért ez a faktor a „Korlátozús”nevet kapta.
A háromfaktoros megoldás alapján a kérdőfv 25 tételét három skálába rendeztük, és az értékeket az egyes tételekre kapott pontszámok összege adta (Szeretet—törődés: 0—36; Túlvédés: 0—21; Korlátozás: 0—18). A skálák egymással valókapcsolatát megvizsgálva azt találtuk, hogy a Túlvédés és a Korlátozás skálák korrelációja 0,54, a Szeretet—törődés skála korrelációja az előző kettővel —0,15, illetve—0,34. Mindhárom skálára kiszámoltuk a Cronbach-alfa értékeket, ezek 0,92, 0,82és 0,83 voltak. Sem a skála korrelációk, sem aCronbach-alfa értékek nem tértek ellényegesen, ha a számítást külön végeztük el az anyai és az apai skálákra. Az anyaiés apai skálák normalitásvizsgálata azt mutatta, hogy az eloszlások csúcsosságanem tért el szignifikánsan 0-tól, de nem voltak szimmetrikusak. A Szeretet—törődés skálán gyakoribbak voltak a nagyobb (g1 = —0,774 és —0,569, SE = 0,138), aTúlvédés (g1 = 0,37 és 0,627, SE = 0,138) és Korlátozás (g1 = 0,608 és 0,761,SE = 0,138) skálákon az alacsonyabb értékek.
A H-PBI skálák normatív értékei
Az alapvizsgálat adatait az új skálák felhasználásával kiértékelve a gyerekkori anyaiés apai bánásmód percepcióját a 3. táblázatban feltüntetett átlagértékek és a zárójelben megadott szórások jellemezték. Az anyai és apai kérdőívelre adott válaszokmérsékelten korreláltak (Szeretet—törődés: 0,35; Túlvédés: 0,45; Korlátozás: 0,48).Az anyai és apai skálák értékeinek eltérését, valamint ezeknek a vizsgált személynemétől való függését kétszempontos ismédéses varianciaanalízissel vizsgáltukmeg. A szóráselemzés (Bartlett-próba) szerint a szórások egyik skálán sem tértek elszignifikánsan.
3. táblázat. A PBI magyar változatával nyert normatív adatok:A H-PBI skálák áiJagértékei ás szórásai a szülő ás a válaszoló neme szerinti bontásban
Válaszoló Nő Férfi Együtt169) (n=152) (n =311)
Skála Átlag Szórás Átlag Szórás Átlag Szórás.‚ Szeretet—törődés 28,7 (6.6) 27.4 (5,9) 28,1 (6,3)::
4
Korlátozás 5,5 (3,9) 5,8 . (4,3) 5,6 (4,1)
(4,8)(3,7)
(8,3)
(4,6)
Túlvédés
KorlátozásSzeretet—törődés
Túlvédés
9,1
6,223,4
6,8
8,3
5,8
21,6
6,3
(4,4)
(3,3)
(8,5)(4,8)
8,7
6,0
22,5
6,5
(4,5)(3,5)(8,5)
(4,7)
Mint Parker és munkatársai eredeti vizsgálatában és egy sor más populációban
(MACKINNON, HENDERSON, SCOTT, DUNCAN-JONES, 1989; MURPHY, BREWIN,
SILKA, 1997; PARKER, 1983a; PARKER, TUPLING, BROWN, 1979; SATO, SAKAJ)o,
UEHARA, NISHIOKA, KASA}{ARA, 1997; TRUANT, DONALDSON, HERSCOvITCH,
L0HRENz, 1987), mi is azt találtuk, hogy a kérdezettek anyjukat szignifikánsan
szeretetteljesebbnek (F(1,309) = 129,9, p<O,0001)és féltőbbnek (F(1,309) = 64,8,
p<O,0001) tartották, mint apjukat. A Szeretet—törődés skálán a nők valamivel
nagyobb pontszámokat adtak a szülőknek, mint a férfiak (F(1,309) 5,07,
p<O,OS), e tekintetben a magyar normatív mintában MURPHY és munkatársai
(1997) azonos korosztállyal végzett vizsgálatához hasonló eredményt kaptunk.
A Korlátozás skálán marginálisan szignifikáns interakciót találtunk a válaszoló
neme és a szülő neme között (F(1,309) = 2,86, p’cO,lO). További egymintás
t-próbával kimutattuk, hogy a nők az anyjukat kissé korlátozóbbnak ítélték, mint
az apjukat (t(162) = 2,44, p<OO2)a férfiaknál nem volt ilyen különbség.
A H-PBI skálák megbízhatósága
A H-PBI kérdőív teszt-reteszt megbízhatóságának megállapítása céljából kiszámoltuk a kéthetes eltéréssel gyűjtött adatok átlagos eltéréseit, illetve a skálákravonatkozó Pearson korrelációs együtthatókat (5. táblázat). A korrelációs együtthatok mintaveteli megbizhatosagat (lasd EZEKIEL Fox 1970 331—332) is ügyelembe véve (lásd az 5. táblázat „valódi” korrelációs együttható oszlopát) a skálákstabilnak mutatkoztak.
4. táblázat. A PBI magyar változatának teszt-reteszt megbízhatóságivizsgálata(n = 57)
1. teszt 2. tesztSkála Átlag Szórás Átlag Szórás
Szeretet—törődés 29,5 (7) 29 (7,2)-—
Z .. ()< Korlátozás 6,3 (4,0) 6,6 (4,1)
Szeretet—törődés 22,5 (9,3) 22,8 (9,4)
Túlvédés 5 (5,) (52) --
Korlátozás 5,7 (4,5) 5,6 (4,6)
Egymintás Korrelációs együtthatót-próba mintában valódi’
.‚ zeörődés -7 0,96 ‚93
é•s . - 0,92 - 0,88
Korlátozás -1,42 ‘pz’O,lO 0,92 0,88
Szeretet—törődés -0,55 ——
p>O,lO 0,95 0,93úvédés pvO,1O 0,94 - 0,91
Korlátozás 0,39 pz.O,lO 0,93 0,90
* A valódi korrelációs együttható legkisebb olyan értéke, amelynek feltételezése 0,05 valószínűséggel téves.
II
560 Tóth Ildikó—Gervai Judit Szülői Bánásmód Kérdó’ív (H-PBfl: A Parental Bonding Instrument (PBI) magyar változata 561
A H-PBI validitása
Felvettük a H-PBI tesztet állami gondozásba vett serdülők egy csoportjával, akikszüleik kezdeményezésére, kezelhetetlen magatartásukra való hivatkozással kerültek intézetbe. Azt vártuk, hogy ezek a fiatalok szüleiket kevésbé törődőnek,szeretettelinek és inkább korlátozónak látják, mint a normatív populáció tagjai. Azinfantilizáló túlvédésre nem volt egyértelmű elvárásunk ebben a mintában. Azeredményeket az 5. táblázat mutatja.
SzülőSkála Átlag Szórás Átlag Szórás t-próbaSzeretet—törődés L 19,0 (8,8) 15,3 (11,0) L 2,28 <0,05Túlvédés J 11,5 (4,9) 10,6 (5,4)_J 0,83 >0,10Korlátozás j 8,2 (4,2) 10,6 (5,2) -2,26 <0,05
A vizsgált személyek ebben a csoportban is úgy tartották, hogy több szeretetet éstörődést kaptak az anyjuktól (p<O,O5). A Túlvédés és Korlátozás skálákon viszonta normatív populációban talált szülői különbségek iránya megfordult, vagyis azállami gondozásba vett serdülők az apákat nem tartották az anyáknál kevésbéinfantilizálónak, túlvédőnek, viszont szignifikánsan korlátozóbbnak ítélték őket(p <0,05).
Mivel a kérdőívet kitöltő állami gondozásba vett serdülők 90%-a nő volt, anormatív mintával való összehasonlítást csak a női populációk között végeztük el(az adatokat lásd a 3. táblázatban). Az intézeti gondozottak várakozásunknak megfelelően mindkét szülőt jóval alacsonyabb Szeretet—törődés pontszámokkal jellemezték, mint a normatív csoport tagjai (a szórások inhomogenitását figyelembevéve az anyai skálán t(24,12) = 4,68, p<O,0001, az apai skálán t(24,14) = 3,08,p<O,OO5). Ugyancsak mindkét szülő magasabb Túlvédés és Korlátozás pontszárnokat kapott az intézeti csoportban (anyai és apai Túlvédés: t(183) = —2,51 és—3,48, p<O,O2; anyai és apai Korlátozás: t(183) = —1,98, p<O,O5 és —4,04,p<O,0001). A normatív adatokkal összevetve (lásd a 3. táblázatot) különösen magasak voltak az apákra vonatkozó értékek.
A normatív adatok megoszlásának alapján érdemesnek látszik az alacsony Szeretet—törődés és a magas Túlvédés és Korlátozás határértékeket kijelölni, mert,mint a jelen vizsgálat intézeti csoportjában láttuk és számos külföldi klinikai vizsgálatban tapasztalták (lásd a Bevezetésben), ebbe az irányba várható a szülőÍ bánásmód könnyebben értelmezhető, kedvezőtlen irányú eltérése. (Idealizálóan pozitív irányú eltéréseket még nem diszkutált egyetlen szerző sem, ős nem is könynyű, tekintettel arra, hogy mint fentebb bemutattuk, a normatív adatok eloszlása
I
3
-is abba az irányba ferde.) Szimmetrikus eloszlás esetén az átlagtól egyszeres szóráson kívül egyik irányba várhatóan az esetek kb. 17%-a esne. A 6. táblázat mutatja,hogy a normatív női populációban ős az állami gondozásba vett serdülő nők között milyen arányban fordulnak elő olyan személyek, akik a „kedvezőtlen” iránybae határértékeken kívül eső pontszámokkal jellemezték szüleik viselkedését.
. Normatív csoport Állami gondozottak -
(n= 16J (dfSkala k % k %
. Szeretet—törődés 22 27 16,6 12 54,5 16,80 <0,0001Túlvédés 3 28 17 ‚2 9 40 82Korlátozás 10 37 22,7 10 45,5 5,30 <0,025Szeretet—törődés 14 35 21,5 11 50,0 8,44 <0,005Túlvédés — il 75 15,3 10 45,5 11,46 <0,001Korlátozás 1O 28 17,2 12 54,5 15,97 <0,0001
Min. 4 skálán 9 5,5 9 40,9 27,70 <0,000 1Min. 5 skálán 4 2,5 5 22,7 17,21 <0,0001
Látható, hogy a normatív minta 15—23%-ával szemben a serdülőkorban államigondozásba vett személyek kb. fele mindegyik skálán az átlagtól egyszeres szórással eltérően ítéli meg a szülői bánásmódot. Figyelemre méltó továbbá, hogy anormatív női populációhoz képest az állami gondozásba került serdülő nők milyen jelentős arányban adtak szüleiknek legalább 4, illetve 5 skálán egyszeres szóráson kívüli pontszámokat. Ezek a pontszámok esetenként olyan alacsonyak voltak, hogy nem volt ritka a kétszeres szóráson kívül eső érték sem: a Szeretet—törő
dés anyai skáláján 36,4% (8 fő), az apai skálán 22,7% (5 fő), az apai Korlátozásskálán 31,8% (7 fő) pontszáma esett ebbe a tartományba. E serdülők megítéléseszerint a szülői bánásmód mintázata az anyák részéről leggyakrabban vagy alacsony szeretetet és magas korlátozást (r = —0,65, p<O,OO1), Vagy rendkívül magastúlvédést mutatott, az apáknál pedig többnyire együttjárt az alacsony Szeretet—törődés pontszám a magas Túlvédés és Korlátozás értékekkel (r = —0,43, p<O,OSős r —0,81, p<O,OO1). Az intézeti csoportban a Szeretet—törődés és a Korlátozásskálák korrelációja mindkét szülő esetében szignifikánsan nagyobb volt, mint anormatív női populációban (Z = 1,694, pKO,O5 és Z = 3,15, p<O,OOI). Ezek az
adatok nem csak megerősítik a PBI magyar változatának validitását, hanem a
kérdőív egy, a gyakorlat szempontjából is érdekes alkalmazását mutatják be.
5. áhlázat. A H-PBI skálák átlagértékei állami gondozott serdülők csoportjában(n = 25)
6. táblázat. A szülőket a klinikai határon kívül eső pontszámokkal értékelő személyek száma (k)és aránya (%) a normatív és állami gondozott női csoportokban
I
562 Tóth Ildikó—Gervaijudit Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI): A Parental Bonding Instrurnent (PBI) magyar változata 563
ÖSSZEFOGLALÁS
FÜGGELÉK
Nagyonjellemző: ha az állítás pontos.
Általában igaz: ha az állítás, nagyjából helytálló
Alig: ha az állítás kevésbé illik rá
L
Úgy véljük, hogy a Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI) pszichometriai tulajdonságai megfelelőek, a magyar normatív adatok jól egyeznek az eredeti és más külföldipopulációkon nyert adatokkal, így a kérdőív használható lesz különféle, akár klinikai csoportokban folyó vizsgálatokban. Az állami gondozásba vett serdülőkkelnyert adatok például azt mutatják, hogy veszélyeztetett fiatalok körében a H-PBIegyszerű és gyors eszközként használható elhanyagoló, rideg és/vagy túlvédőés/vagy korlátozó, de legalábbis annak vélt szülői környezet azonosítására.
A Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI) formátuma és értékelése
Az egyes tételekhez tartozó pontértékek a zárójelekben találhatóak. A tétel előttibetűjelzés adja meg, a kérdőív mely skálájához tartozik az adott tétel.SZ = Szeretet—törődés, T Túlvédés, K = Korlátozás.
Az alabbi alhtasok kulonfele szuloi nezeteket es viselkedesi formakat sorolnak felKérjük, hogy gyermekkori emlékei (első 16 év) alapján minden egyes sorbanjelolje be hogyan jellemezheto az On edesanyja (neveloanyja) / edesapja (neveloapja). Az egyes állításokat négyféle módon értékelheti:
Egyáltalán nem igaz: ha az állítás egyáltalán nem illik rá
* Az eredeti közleményhez képest a táblázat fejlécében .- tipográfiai okok miatt — rövidítést alkalmaztunk.
SZ 1. Meleg, barátságos hangon beszélt hozzám. [ 3] [ 2] I 1] [
sz 2. Kevesebbet Segített, mint amennyire szüksé- [ ] [ 1 [ 2] [ 3]gem lett volna. —
K • Engedte, hogy azt tegyem, amihez kedvem [ [ 1 ] [ 2] [ 3]volt.
SZ 4. Érzelmileg hideg volt hozzám. [ 1 [ 1 ] [ 2] [ 3]
sz 5. Úgy éreztem, hogy megérti a problémáimat, [ 3] [ 2] [ 1 ] [gondjaimat.
SZ 6. Gyengéd volt velem. [ 3 ] [ 2] [ 1 ] [ I
K 7. Szerette, ha én döntöttem a dolgaimban. [ ] [ 1 ] [ 2] [ 3]
T 8. Nem akarta, hogy felnőtté váljak. [ 3] [ 2] [ 1]
T 9. Igyekezett mindenben irányítani. [ 3] [ 2] [ 1 ] [ I
T 10. Mindent tudni akart a magánügyeimről. [ 3] [ 2] [ 1] [ I
SZ 11. Szerette megbeszélni velem a dolgokat. [3] [2] [ 1
SZ 12. Gyakran mosolygott rám. [ 3] [ 2] [ 1] I
T 13. Úgy bánt velem, mintha egészen kisgyerek[ 3]
. [ 2] [ 1] [ Ivolnek.
z 14. Nem értette, hogy mit szeretnék vagy mire[ [ 1 1 [ 2] [ 3
van szuksegem. .._.... -..—
—O..- —.
K 15. Engedte, hogy döntsek a saját dolgaimban. [ I [ 1] [ 2] [ 3]
SZ 16. Éreztette, hogy a terhére vagyok. [ I [ 1 ] [ 2] [ 3 I
SZ 17. Meg tudott vigasztalni, ha valami bántott. [ 3] [ 2] [ 1] [ ]
SZ 18. Nem sokat beszélgetett velem. [ ] [ 1 ] [ 2] [ 3]
T 19. Igyekezett függő, önállótlan helyzetben tartani. [ 3] [ 2] [ 1 ] [
T 20. Úgy érezte, hogy nélküle nem tudnék gon-[ 3] [ 2] [ 1] [doskodni magamrol..
K 21. Annyira engedett szabadjára, amennyire [ ] [ 1 ] [ 2] [ 3]akartam.
K 22. Annyit engedett eljárni otthonról, amennyit[ [ 1] [ 2] [ 3]
akartam.
T 23. Túlzottan óvott mindentől. [ 3] [ 2] [ 1 ] [
SZ 24. Nem dicsért meg. [ ] [ 1] [ 2] [3]
K 25. Hagyta, hogy úgy öltözködjem, ahogy nekem[ ] [ 1] [ 2] [ 3]
tetszik.
564 Tóth Ildikó—Gervaijudit Szülői Bánásmód Kérdőív (H-PBI): A Parental Bonding Instrument (PBfl magyar változata 565
IIRODALOM
ARRINDELL, W. A., HEWALD, G. J. F. P., K0LK, A. M. (1989) Cross-national constancy ofdimensions of parental rearing style: the Dutch version of the Parental Bonding Instrument (PBI). Personal and Individual Differerices, 10, 949—956.
BAUMRIND, D. (1971) Current patterns of parental authority. Developmental PsychologyMonographs, 4, (1 part 2.).
BAUMRIND, D. (1980) New directions ui socialization research. American Psychologzst, 35,639—652.
BLOCK, J. H. (1965) The Child-Rearing Practices Report (CRPR): A set of Q items for the description of parental socialization attitudes and values. University of California, Institute of Human Development, Berkeley
COHLER, B. J., WEISs, J. L., GRUNEBAUM, H. U. (1970) Child care attitudes and emotionaldisturbance among mothers ofyoung children. Genetic Psychology Monographs, 82, 3—47.
COLE, M., COLE, S. R. (1997) Fejlődéspszichológia. Osiris Kiadó, Budapest
CuBIs, J., LEWIN, T., DAWES, F. (1989) Australiari adolescents’ perceptions oftheir parents.Australian and New ZealandJournal ofPsychiatry, 23, 35—47.
EZEKIEL, M., Fox, K. A. (1970) Korreláció és regresszióanalízis. Közgazdasági és JogiKönyvkiadó, Budapest
GOMEZ-BENEYTO, M., PEDROS, A., TOMAS, A., AGUILAR, K., LE.kL, C. (1993) Psychometricproperties of the Parental Bonding Instrument in a Spanish sampie. Social Psychiat’iyand Psychiatric Epidemiology, 28, 252—255.
HELGELAND, M. I. W., TORGERSEN, S. (1997) Maternal representation of patients withschizophrenia as measured by the Parental Bonding Instrument. Scandinavian JournalofPsychology, 38, 39—43:
HOLDEN, G. W. (1995) Parental attitudes toward childrearing. In M. H. Bornstein (ed.)Handbook ofParenting, Volume 4, Lawrence Eribaum, Mahwah, 359—392.
KAZARIAN, S. S., BAKER, B., HELMES, E. (1987) The Parental Bonding Instrument: factorialstructure. BritishJournal of Clinical Psychology, 26, 231—232.
MACKINNON, A., HENDERSON, A. S., ANDREWS, G. (1993) Parental ‘affectionless control’ asan antecedent to adult depression: A risk factor refined. Psychological Medicine, 23, 135—141.
MACKINNON, A. J., HENDERSON, A. S., Scorr, R., DUNCAN-JONES, P. (1989) The ParentalBonding Instrument (PBI): an epidemiological study in a general population sampie.Psychological Medicine, 19, 1023—1034.
MAIN, M., GOLDWYN, R. (1990) Adult attachment rating and ciassification system. Iii M.Main (ed.), A typology of human attachrnent organization assessed in discourse, drawings ansimterviews. Cambridge University Press, New York, 12 1—160.
MURPHY, E., BREWIN, C. R., SILKA, L. (1997) The assessment of parenting using the Parental Bonding Instrument: two or three factors? Psychological Medicine, 27, 333—342.
PARIS, J., ZWEIG-FRANK, H., GUZDER, J. (1994) Psychological risk factors for borderlinepersonality disorder iii female patients. Comprehensive Psychiat’ry, 35, 301—305.
PARKER, G. (1983a) Parental Qverprotection: A Risk Factor in Psychosocial Development. Gruneand Stratton, New York
.PARKER, G. (1983b). Parental ‘affectionless control’ as an antecedent to adult depression.Archives of General Psychiatry, 40, 956—960.
PARKER, G. (1993) Parental rearing style: Examining for links with personality vulnerabilityfactors for depression. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 28, 97—100.
PARKER, G. (1994) Parental bonding and depressive disorders. In Sperling, M. B., Berman,W. M. (eds) Attachment in adults: ciinical and developmental perspectives. Guilford Press,New York, 299—3 12.
PARKER, G., TUPLING, H., BROwN, L. B. (1979) A Parental Bonding Instrument. BritishJournal of Medical Psychology, 52, 1—10.
PATRICK, M., HOBSON, R. P., CA5TLE, D., HOwARD, R., MAUGHAN, B. (1994) Personalitydisorder and the mental represeutation of early social experience. Development and Psychopathology, 6, 375—388.
PEDERSEN, W. (1994) Parental relations, mental health, and delinquency in adolescents.
Adolescence, 29, 975—990.
PERRIS, C., JACOBSSON, L., LINDSTROM, H., VON KNORRING, L., PERRIS, H. (1980) Devel
opment of a new inventory for assessing memories of parental rearing behaviour. ActaPsychiatrica Scandinavica, 61, 265—2 74.
RASKIN, A., BOOTHE, H. H., REATIG, N. A., SCHLUDERBRANDT, J. G. (1971) Factor analyses
of normal and depressed patients’ memories of parental behaviour. Psychologzcal Re
ports, 29, 87 1—879.
ROE, A., SIEGELMAI’J, M. (1963) A parent-child relations questionnaire. Child Development,
34, 355—369.
ROwE, D. C. (1994) The limits offamily influence: Genes, experience, ansi behavior, Guilford, New
York
SATO, T., SAKADO, K., UEHARA, T., NI5HIOEA, K., KASAHARA, Y. (1997) Perceived parental
styles iii a Japanese sampie of depressive disorders: A replication outside Western cul
ture. BritishJournal ofPsychiatry, 170, 173—175.
SCHAEFER, E. S. (1959) A circumplex model for materrial behavior. Journal ofAbnormal and
Social Psychology, 59, 226—23 5.
SCHAEFER, E. S. (1965) A configurational analysis of children’s reports of parental behav
iour. Journal of Consulting Psychology, 6, 552—557.
SCHAEFER, E. S., BELL, R. Q. (1958) Development of a parental attitude research instru
ment. Child Development. 29, 339—361.
SEARs, R. R., MACCOBY, E. E., LEVIN, H. (1957) Patterns of child rearing. Evanston, Row
Peterson
TORGERSEN, S., ALNAES, R. (1992) Differential perception of parental bonding in schizoty
pal and borderline personality disorder patients. Comprehensive Psychiatiy, 33, 34—38.
TRUANT, G. S., DONALDSON, L. A., HERSCOVITCH, J., LOHRENZ, J. G. (1987) Parental repre
sentations in two Canadian groups. Psychological Reports, 61, 1003—1008.
566 Tóth Ildikó—Gervaijudit Magyar Pszichológiai Szemle, 1999, LIV 4. 56 7—589.
TIie Parental Bonding Instrument (PBI), a self-report measure of perceived parentzng has beenadapted for the purposes of our prospective study of parent-chiid relationships. After translatzng the25-item questionnaire. data regarding both parents were collected from groups of seconclaiy schooistudents (101 females and 78 males, aged 15—19 years) and college stuclents (62 females and 70males, aged 19—29 years).
A principai component analysis of the responses was camed out to rnvestzgate the factorzai structureof the Hungarian version. The av.alysis yielded a three-factor soluton accounting for 54% of theoriginai variance. The first factor acconnted for 31% and had lóg/i ioadrngs from ali 12 ztems Jabelled as ‘Care’ in the original publication ofthe PBI. The second and the thirdfactors accountingfor17% and 6% of the total variance respectively, were sub-factors of the original PBI ‘Overprotection’seale. We suggest to label the second factor as ‘Overprotection’ because of hzgh loadings from ztemsreflecting parental domination and t/ie respondent’s feelrng of treated as a child These inciuded ali7 items that had positive loadings on tlie origivai PBI ‘Overprotection’factor. The remaining 6 iterns(labetled as ‘Encouragement of autonomy and independence’ items) uhidt had moderately high negative loadings on the original PBI ‘Overprotection’factor ioadecl positively on our third factor whichwe therefore suggest to label as ‘Restrictive control’.
Cronbach-alphas and test-retest reliability measwred two weeks apart were high for ali three scales.When mothers’ and fathers’ respective scores were intercorrelated, weak relatzons zvere found betweenthe ‘Care’ ond the other two scales, whilst the ‘Overprotection’ and ‘Restrictive control’ scales weremoderately correlated. The sampie means were ciose to those pubüshed else-where indicatzng replicabilztyami validity of the PBI across cultures.
T/se valiciation sampie consisted of 25 adolescents taken into institutional care between ages 14—18years. As expected, H-PBI scores strongly deviated from t/se means of t/se normative sampie. Bothparent.s were perc eived os less caring, more overprotective anti more controlling than parents in thenormative sampie. Compared 10 15—23% in the normatzve sampie, 41—55% of t/se sn.stztuíionahsedadolescenls rated their parents beyond t/se cut-off values on any one scale, ami nearly 25% rated t/sembeyorsd t/se cut-off values on 5 out of the 6 parental scaies. Thu.s, sorne of these youngsters perceivedveiy low care and very high controlfrom bot/s parents. T/sese resultsfurther cosfsrm t/se valsdity of theHungarian version of t/se PBI.
Key words: Parental Bonding Instrument, parent—child relationship, parentzng style, parentalbehaviour
KÉT CSOPORT ÖSSZEHASONLÍTÁSANEMPARAMÉTERES STATISZTIKAI ELJÁRÁSOK
SEGÍTSÉGÉVEL *
VARGHA ANDRÁS
ELTE, BTK, Általános Pszichológiai TanszékE-mail; [email protected]
Két populáció (példáulfésfzak és nők vagy egészségesek és betegek) összehasonlítására kvantitatív függőváltozók esetén leggyakrabban olyan paraméteres eljárásokat használnak, amelyek az átlagok és szórások segítségével becsülik a két populáció közti eltérés mértékét, illetve tesztelik az elméleti átlagok egyenlőségének null/sipotézisét. Ezen eljárások (legismertebb közülük a kétmintás t-próba) alkalmazáyi feltételei azonban igen gyakran nem teljesülnek. A jelen tanulmány egy olyan Új mérőszámot vezet be, avalószínűségi fölény A betűvel jelölt mutatóját, mely alkalmazható bármely legalább ordinális skálájúváltozó esetén a két populáció közötti különbség mérésére.
Az A mutató értelmezése meglehetősen egyszerű, jelentése köznapi szavakkal is megfogalmazható, sbecslése igen könnyű. A tanulmány az A mutató becslése mellett kitér az A-val kapcsolatos legfontosabbhipotézis (a két populáció sztochasztikus egyenlősége) vizsgálatának módjára is. Erre a szóráshomogenitás feltételének teljesülése esetén érvényesen alkalmazható a jól ismert Mann—Whitney-próba, de a tanulmány három olyan nemparaméteres statisztikai eljárást is ismertet, amelyek e feltétel teljesülésenélkül is alkalmasnak látszanak a sztochasztikus egyenlőség tesztelésére. A tanulmány az összetartozóminta/i segítségével végzett összehasonlításokról sem feledkezik meg.
Kulcsszavak: hatásmérték, sztochasztikus egyenlőség, valószínűségi fölény mutatója, sztochaszlikuskülönbség. Mann—Whitney-próba, Fligner—Policello-próba, FPW-próba
A tanulmány megírásához nagy segítséget nyújtotta Szerző 1997-ben elnyert Széchenyi Professzori Ösztöndíja, a T 018353 számú OTKA pályázat, valamint a Research Support Scheme of the OpenSociety Support Foundation 584/1998 számú pályázata. A szerző ezúton köszöni meg egyik lektoránakalapos, több pontatlanságra is fényt derítő munkáját
PERCEIVED PARENTAL STYLES: THE HUNGARIAN VERSIONOF THE PARENTAL BONDING INSTRUMENT (PBI)
TÓTH, ILDIKÓ-GERVAI, JUDIT
1
