Abstract
Háttér és célkitűzések
A felnőttek munkahelyi kiégésének vizsgálata mellett egyre nagyobb szerepet kap a problémakör iskolai vonatkozásának feltárása is. Tanulmányunk célja a Salmela-Aro és munkatársai (2008, 2009) által kidolgozott Diák Kiégés Kérdőív hazai változatának tesztelése volt.
Módszer
Magyar általános és középiskolás, 13–18 éves (M = 15,3 év; SD = 2,01) diákokból álló mintán (Náltalános iskola = 337; Nközépiskola = 738) ellenőriztük a kérdőív szerkezetét, belső konzisztenciáját, illetve a diák kiégés kapcsolatát demográfiai és pszichológiai jellegű változókkal.
Eredmények
A feltáró és megerősítő faktorelemzés szerint az eredetivel megegyező, háromfaktoros struktúra jellemző a kérdőívre, amelyet az érzelmi kimerülés, a cinizmus és az alkalmatlanságérzés alskálák alkotnak. A kiégés kérdőíven a nemek között nem találtunk különbséget, iskolatípus tekintetében pedig csak a cinizmus alskálán különböztek az általános és középiskolás diákok pontszámai. A tanulmányi eredmény negatív összefüggést mutatott a kiégéssel, hasonlóan az önértékeléshez, az iskolai kötődéshez és a közelítő-elsajátító célorientációhoz. Az elkerülő célorientáció gyenge pozitív együtt járást mutatott a kiégéspontszámmal. A hierarchikus regresszióelemzés szerint a Diák Kiégés Kérdőív alskálái a célorientációs kérdőív dimenzióival együtt az önértékelés varianciájának 50,3%-át képesek megmagyarázni.
Következtetések
Az eredmények alapján kialakított nyolctételes kérdőív alkalmasnak tűnik a diák kiégés mérésére, illetve azon belül az érzelmi kimerülés, a cinizmus és az alkalmatlanságérzés tüneteinek elkülönítésére. Ugyanakkor a Cronbach-alfa-mutatók alapján utóbbi két alskála belső megbízhatósága csak elfogadható mértékű, emiatt a kérdőívet egydimenziós skálaként ajánljuk használni. A kérdőív alkalmas lehet további feltáró kutatásokban való alkalmazásra, illetve hasznos segédeszköz lehet az iskolapszichológiai gyakorlat számára is.
Background and goals
Due to the prevalence of burnout-syndrome, research on this phenomenon is becoming increasingly important. As a result, beside examining the burnout-syndrome among adults, it is also important to explore the problem in the schools. The aim of our research is exploring the structure of the Hungarian version of the Student Burnout Inventory (Salmela-Aro et al., 2008, 2009).
Methods
The participants were Hungarian primary (N = 337) and secondary school students (N = 738), between the age 13 and 18 (M =15,3 years, SD= 2,01). We checked the structure of the questionnaire, the internal consistency and the connections between student burnout and other demographic and psychological factors.
Results
According to the exploratory and the confirmatory factor analysis, the three-factor structure of the questionnaire is the same as the original, which consists of three subscales: emotional exhaustion, cynicism and sense of inadequacy. There was no difference between the the boys and the girls in the overall burnout score, and in the case of school-type the scores of primary and secondary school students differed only on the subscale of cynicism. The academic achievement correlated negatively with the burnout, as well as the self-esteem, school attachment and mastery-approach goal orientation. The avoidance goal orientation showed positive correlation with the overall burnout score. The hierarchical regression analysis established that the subscales of the Student Burnout Inventory and the dimensions of the goal orientation could predict the level of the self-esteem, with 50,3% of the explained variability.
Conclusion
Based on the results, the Hungarian version of the Student Burnout Inventory with 8 items is appropriate for measuring student burnout, and for separating the symptoms of emotional exhaustion, cynism and sense of inadequacy. Based on the Cronbach-alfa indicators, the reliability of two of the sub-scales are only acceptable. Therefore we advise to use the questionnaire as a unidimensional scale. The questionnaire may be suitable for further exploratory research or can be an useful tool for school psychologist as well.
BEVEZETÉS
Az iskola nem csak a pedagógusok számára jelent munkahelyet. A diákok a statisztikák szerint átlagosan 7-8 órát töltenek az intézményekben, ráadásul nem pusztán jelen vannak, de folyamatos teljesítményhelyzeteket és stresszt élnek meg, tartós érzelmi és mentális terhelésnek vannak kitéve. Rendszeresen ellenőrzik a teljesítményüket, folyamatos társas alkalmazkodási elvárásoknak kell megfelelniük, hosszú időn keresztül kell intenzíven koncentrálniuk. Sőt, a napi oktatási teher mellett még a délutáni időszakban is folytatniuk kell a tanulást, így viszonylag kevés idejük marad regenerálódásra, pihenésre (Martonné és Kollár, 2001). Emellett az érzelmi megterhelés is jelentősnek tekinthető, főként ha figyelembe vesszük az iskolai zaklatás sokakat érintő problémáját (Várnai és mtsai, 2018). Ebben az értelemben az iskolát az ő esetükben tekinthetjük a munkahely analógiájának. Így joggal merül fel az a lehetőség, hogy a felnőttek körében azonosított munkahelyikiégés-szindróma már a diákok körében is megjelenhet. A nemzetközi szakirodalomban az ezredforduló óta jelennek meg olyan kutatási beszámolók, amelyek ezt a problémakört érintik (ld. Schaufeli, Martínez, Pinto, Salanova és Bakker, 2002). A hazai kutatások áttekintése azt mutatja, hogy a diákok kiégésének feltárása még nem került a kutatások fókuszába. Ennek részben az lehet az oka, hogy jelenleg csupán egy magyar nyelven elérhető mérőeszköz áll a szakemberek rendelkezésére (Hazag, Major és Ádám, 2010), amely elsősorban az egyetemi hallgatók körében megjelenő kiégés azonosítására alkalmas. Jelen tanulmány célja ezért kettős. Egyrészt felhívni a figyelmet arra, hogy a kiégés már a középiskolás korosztály körében is jelen lévő probléma, amelynek hazai kutatása nemcsak elméleti, de gyakorlati szempontból is időszerű és indokolt. Másrészt szeretnénk bemutatni a School Burnout Inventory (Salmela-Aro és mtsai, 2008) magyar változatának pszichometriai jellemzőit, és az adaptált kérdőívvel végzett első vizsgálatok eredményeit.
A kiégésszindróma általános jellemzése
A kiégésszindróma kutatása az egészségügyi dolgozók hosszú távú stresszre és leterheltségre adott válaszainak vizsgálatából indult ki. Elsőként Freudenberger (1974) írta le burnoutszindrómaként azt a pszichológiai állapotot, mely a munkahelyen tapasztalt stressz következtében alakul ki, és főként kimerültséggel, motiválatlansággal, a negatív érzelmek túlsúlyával jellemezhető. A krónikus fáradtság és a stresszből fakadó legyengültség miatt a kiégésszindrómától szenvedők esetében gyakoribb a betegségek kialakulása is (Freudenberger, 1974). Emellett a burnoutszindrómában érintett személyek érzelmi reakciói hevesebbek, gyakrabban tapasztalnak negatív érzelmeket és haragot, türelmetlenebbek, amit környezetük főként a konfliktushelyzetekben tapasztal meg (Maslach és Goldberg, 1998), ami hosszabb távon a kapcsolatok romlásához vezethet, ami tovább növeli a munkahelyi stresszt, így erősítheti a kiégés érzését. A kiégésszindróma vizsgálata alapján három fő tünetcsoport különíthető el: a személyes teljesítmény csökkenése, az érzelmi kimerülés és a deperszonalizáció (Maslach, 1982; Maslach és Jackson, 1986).
Habár az első beszámolók elsősorban egészségügyi területen dolgozók esetében írták le a kiégésszindrómát, ma már jelentős irodalma van a burnoutszindróma vizsgálatának pedagógusok körében is, akiket szintén gyakran érintenek az említett tünetek (Caroli és Sagone, 2012; Skaalvik és Skaalvik, 2009, 2014; Szabó és Jagodics, 2016).
Kiégésszindróma az iskolában
A kiégésszindróma kutatásának áttekintéséből látható, hogy az elmúlt évtizedekben fokozatosan megváltozott a jelenség kutatásának fókusza. A kezdeti, egészségügyi szakembereket érintő problémából mára általánossá vált a burnoutszindróma széles réteget érintő munkahelyi-életvezetési nehézségként való kezelése. Talán ennek is köszönhető, hogy az Egészségügyi Világszervezet (WHO) az elmúlt időszakban hivatalosan is egészségügyi rendellenességnek minősítette (World Health Organisation, 2018). A kiégés kutatása sokáig kizárólag a probléma felnőtteket érintő vetületeire fókuszált, holott nyilvánvaló, hogy a diákokat is hasonló megterhelő életmód jellemzi, és feltehetően ők sem tudnak minden esetben hatékonyan megküzdeni a krónikus „munkahelyi” stresszel. Az elmúlt évtizedben kezdtek megjelenni olyan vizsgálatok, amelyek a burnoutszindróma elméleti kereteit kiterjesztették az oktatási intézményekben tanulókra is. Először az egyetemi hallgatók kiégését vizsgálták (Schaufeli és mtsai, 2002), majd a jelenség előfordulását általános és középiskolás diákoknál is megfigyelték ( Kiuru, Aunola, Nurmi, Leskinen és Salmela-Aro, 2008). A kiégés iskolai vonatkozásainak vizsgálatát az indokolta, hogy a diákok és egyetemi hallgatók életében hasonló funkciót lát el az intézményesített oktatás, mint a felnőttek életében a munkahely. Emiatt az iskolai környezetben a diákokat érő pszichológiai hatások is nagyrészt hasonlóak ahhoz, mint amiket a felnőttek tapasztalnak munkavégzésük közben. Az iskolásszerep is kötelezettségekkel és feladatokkal jár, amelyek hosszú távon ugyanúgy leterhelik a diákokat, mint a munkavégzés a felnőtteket (Kiuru és mtsai, 2008; Salmela-Aro, Kiuru, Pietikäinen és Jokela, 2008). Emellett számos érzelmi nehézséggel, konfliktussal is szembe kell nézniük mind a diáktársakkal, mind a pedagógusokkal való együttműködés során. Különösen veszélyeztető szituációt eredményez ebből a szempontból az iskolai zaklatás, amely az érintettek, de sok esetben a szemlélődők körében is fokozza a szorongást (Várnai és mtsai, 2018). Erre utal az is, hogy a diákok kiégésénél a felnőttekéhez hasonló tüneteket azonosítottak, azaz az iskolai túlterhelés miatt kialakuló érzelmi kimerülést, az iskolához fűződő cinikus és közönyös viszonyt, ami a deperszonalizációnak feleltethető meg, valamint a feladatokkal kapcsolatos inkompetenciaérzést (Salmela-Aro és mtsai, 2008).
Az iskoláskorú gyermekek és serdülők mentálhigiénés állapotával foglalkozó felmérések szerint gyakoriak a szorongással, illetve kimerültséggel járó tünetek ebben a korcsoportban. Az Amerikai Pszichológiai Társaság (2014) felmérése szerint az USA-ban az amerikai tinédzserek körülbelül egyharmadát érintik a kimerültséggel és leterheltséggel kapcsolatos tünetek, ezt az eredményt erősítették meg az Egészségügyi Világszervezet vonatkozó statisztikai adatai is (Inchley és mtsai, 2016). Európában kevés átfogó kutatásról tudunk, de a kifejezetten iskolai kiégésre vonatkozó felmérések szerint a finn diákok 10%-a szenved a kiégés súlyos tüneteitől (Salmela-Aro és Newman, 2005; idézi: Salmela-Aro és mtsai, 2008).
A diák kiégés mérésére épülő mérőeszközök
Az iskolai kiégés mérésére, a felnőttekéhez hasonlóan, önbevalláson alapuló skálákat használnak. Ezek közül leggyakrabban a Maslach-féle Kiégés Leltár Diák Változatával (Maslach Burnout Inventory – Student Survey; MBI-SS; Schaufeli és mtsai, 2002), vala-mint a Salmela-Aro és munkatársai (2008; 2009) által kidolgozott Diák Kiégés Kérdőívvel (School Burnout Inventory) dolgoznak a kutatók.
A Maslach-féle Kiégés Leltár Diák Változata egy 16 tételes mérőeszköz, amely a munkahelyi kiégés általános feltárására alkalmas MBI-GS (Maslach Burnout Inventory – General Survey; Schaufeli, Leiter, Maslach és Jackson, 1996) tanulási környezetre módosított változata. A mérőeszköz tételei három alskálát alkotnak: a kimerülés, a cinizmus és a hatékonyság területén mérik fel a kiégés tüneteit. A mérőeszköz szerkezetét és belső megbízhatóságát tekintve jó mutatókkal bír (Schaufeli, Martínez, Pinto, Salanova és Bakker, 2002).
A Salmela-Aro és munkatársai által kifejlesztett Diák Kiégés Kérdőív (School Burn-out Inventory) a Bergen-féle Kiégés Kérdőívből (Näätänen, Aro, Matthiesen és Salmela-Aro, 2003) származik, amely a felnőttek munkahelyi kiégésének elterjedt mérőeszköze. A kérdőív kilenc tételből álló önkitöltéses kérdőív, amely tartalmilag a faktorelemzés szerint három alskálára osztható: érzelmi kimerülés, cinizmus és alkalmatlanságérzés. Ez a felosztás megfeleltethető a munkahelyi kiégés tüneteinek meghatározásánál elterjedten használt érzelmi kimerülés, deperszonalizáció, teljesítménycsökkenés dimenzióknak (Maslach, 1982). A Diák Kiégés Kérdőívet számos kutatásban használták a faktorszerkezet és a belső megbízhatóság tesztelésével. A legtöbb esetben a faktorszerkezet jó illeszkedéséről és megfelelő reliabilitásáról számoltak be a kutatások (Fiorilli, De Stasio, Di Chiacchio, Pepe és Salmela-Aro, 2017; Hietajärvi, Salmela-Aro, Tuominen, Hakkarainen és Lonka, 2019; Räisänen, Postareff, Mattsson és Lindblom-Ylänne, 2018; Seibert, Bauer, May és Fincham, 2017; Sorkkila, Tolvanen, Aunola és Ryba, 2019; Wang, Kiuru, Degol és Salmela-Aro, 2018). Azonban bizonyos esetekben a kutatók szükségesnek látták a kérdőív szerkezetének felülvizsgálatát, például az alkalmatlanságérzés alskála kihagyását az idetartozó tételek alacsony faktortöltése miatt (Herrmann, Koeppen és Kessels, 2019). A statisztikai adatok mellett a szerzők döntését az az elméleti megállapítás is alátámasztja, hogy a kiégésszindróma magját az érzelmi kimerülés és a cinizmus alkotja (Purvanova és Muros, 2010). A Maslach Kiégés Leltár Diák Változatával (Maslach Burnout Inventory – Student Survey; MBI-SS; Schaufeli és mtsai, 2002) összevetve a Diák Kiégés Kérdőív alskálái közepes, illetve erős korrelációt mutattak egy korábbi longitudinális vizsgálat során (Seibert és mtsai, 2017).
Magyar nyelven elérhető, kifejezetten az iskolás diákok kiégésének mérésére alkalmas kérdőívről nincs tudomásunk. Hasonló megközelítést alkalmazó mérőeszköz a Maslach Kiégés-teszt Hallgatói Változata (Hazag, Major és Ádám, 2010), amely felsőoktatásban tanuló diákok esetében mutat jó megbízhatóságot az érzelmi kimerülés, a cinizmus és a személyes hatékonyság csökkenésének mérése esetében. A kérdőív azonban a tételek hallgatókra szabott megfogalmazása miatt nem alkalmas az általános és középiskolás korosztálynál való használatra.
A diák kiégés kapcsolata más változókkal
Az iskolások kiégésének összefüggéseit számos demográfiai és pszichológiai eredetű változóval vizsgálták. Nemi különbséget számos tanulmányban kimutattak, amelyek szerint a lányok alapvetően magasabb pontszámokkal jellemezhetők a kiégés kérdőíveken, mint a fiúk (Herrmann és mtsai, 2019; Kiuru és mtsai, 2008; Salmela-Aro és Tynkkynen, 2012). Ugyanakkor a kutatások arra is felhívják a figyelmet, hogy a nem és a kiégés közötti összefüggésre olyan mediáló tényezők is kifejtik hatásukat, mint az önértékelés és a tanulmányi motiváció, amelyek tekintetében a meglévő nemi különbségek magyarázatot adhatnak a kiégés esetében megmutatkozó eltérésekre is (Herr-mann és mtsai, 2019). Ugyanakkor longitudinális vizsgálattal azt is kimutatták, hogy a fiúk esetében gyorsabb ütemben erősödnek meg a kiégés tünetei, mint a lányoknál (Salmela-Aro és Tynkkynen, 2012). A tanulmányi eredmény és a kiégés kapcsolatára vonatkozóan gyenge negatív együtt járásról számolnak be a kutatások, elsősorban az érzelmi kimerülés és a cinizmus dimenziók mentén (Fiorilli és mtsai, 2017; Herrmann és mtsai, 2019). A tanulmányi eredmény mellett az iskolából való hiányzás gyakorisága is kapcsolatba hozható a kiégéssel, ugyanis az erősebb tünetekről beszámoló diákok esetében magasabb a hiányzások száma is (Seibert és mtsai, 2017). Utóbbi eredmény kapcsolatba hozható az érzelemszabályozási stratégiákkal is, mert a kutatások szerint az érzelmek elfojtása közvetítőként van jelen a kiégés és a hiányzási arány kapcsolatában (Seibert és mtsai, 2017). A hiányzási arány valószínűleg nem közvetlenül kapcsolódik a kiégéshez, mert a két tényező közötti összefüggést nem minden kutatás erősíti meg, egyes tanulmányok nem szignifikáns együtt járásról számolnak be a kiégéssel összevetve (Fiorilli és mtsai, 2017).
A tanulmányi eredményekhez hasonlóan a diákok tanulás iránti motivációja is öszszefüggést mutat a kiégés tüneteinek megjelenésével. A kapcsolat iránya és erőssége azonban erősen függ a motiváció típusától. A külső, jutalmak és büntetések függvényében kialakuló motiváció gyenge pozitív kapcsolatot mutat a kiégéssel, míg az intrinzik motiváció esetében negatív együtt járás figyelhető meg a két tényező között. A legerősebb pozitív kapcsolatot azonban a motivációhiány és a kiégés között találták (Chang, Lee, Byeon, Seong és Lee, 2016). Ez az eredmény hangsúlyozza a kiégés elméleti hátterének azon vetületét, amely szerint a teljesítménycsökkenés, inkompetenciaérzet és a felerősödő cinizmus fontos tünete lehet a diákok körében megjelenő burnoutszindrómának is. Ezt erősítik meg azok a kutatások is, amelyek a célorientációs elmélet (Dweck és Leggett, 1988; Elliot, McGregor és Gable, 1999) megközelítését használva hasonló összefüggéseket találtak a teljesítménycélok és a kiégés között. A kudarcok és rossz eredmények elkerülésére vonatkozó motiváció pozitív kapcsolatban áll a kiégéssel, míg a készségek fejlesztésére, elsajátítására vonatkozó célok negatív összefüggésben állnak a tünetekkel (Tuominen-Soini, Salmela-Aro és Niemivirta, 2012). Hasonló eredményről számolnak be azok a sportolók körében végzett vizsgálatok is, melyek a célorientáció és a kiégés kapcsolatát vizsgálták. A kiégés pozitívan kapcsolódik az elkerülő célokhoz, míg az elsajátító motivációval fordított összefüggést mutatnak a tünetek (Isoard-Gautheur, Trouilloud, Gustafsson és Guillet-Descas, 2016).
A pszichológiai jellegű tényezők esetében sokat vizsgált terület továbbá az önértékelés és a kiégés összefüggése. A kutatások szerint a kiégés tényezői negatív kapcsolatban állnak az önértékeléssel (Herrmann és mtsai, 2019; Luo, Wang, Zhang, Chen és Quan, 2016). Ezt az összefüggést az magyarázhatja, hogy a burnoutszindróma egyik tünete a teljesítménycsökkenés/alkalmatlanságérzés, ami az alacsonyabb tanulmányi eredmény és az átélt negatív érzések tükrében magyarázhatja a csökkent önértékelést.
Az iskolai kötődés kapcsolata a kiégéssel
A diák kiégés témakörben elengedhetetlen az iskolához való viszony vizsgálata is. Az iskolai kötődés fogalmának leírása a szakirodalomban nem egységes. A fogalom megalkotója, Hirschi (1969) szerint az iskolai kötődés két aspektusból tevődik össze: az első az intézményhez való érzelmi viszonyulás, a másik pedig a személyekhez, elsősorban a pedagógusokhoz való kötődés. Jenkins (1997) emellett a kortársakkal való kapcsolatot és az iskolai értékek iránti elkötelezettséget is beépítette modelljébe. Moody és Bearman (1998) három dimenzióban foglalja össze az iskolához való viszonyt: pozitív érzelmi viszonyulás, iskolával való azonosulás és megfelelő minőségű kortárskapcsolatok. Ideális esetben a diák azonosulni tud az intézménnyel, a rendszer részének érzi magát, és kapcsolatokat alakít ki társaival és tanáraival egyaránt. Jóllehet a definíciók más-más tényezőt emelnek ki, de közös vonásuk, hogy a kötődés legfontosabb eleme a pozitív érzelmi viszonyulás az iskola valamely vagy akár több aspektusához.
Az iskolához való kötődés mértéke több tényező együttes hatásától függ. Az iskolai kötődéssel kapcsolatos kutatások mindegyike hangsúlyozza a tanár-diák és a kortárskapcsolatok fontosságát (Osterman, 2000; Samdal, Nutbeam, Wold és Kannas, 1998). Ezen túl az iskola nagysága is hatással van a kötődésre, hiszen egy kisebb létszámú iskolában lehetőség van a közvetlenebb tanár-diák kapcsolat kiépítésére (Blum, McNeely és Rinehart, 2002). Az iskolához való kötődést növeli továbbá a szakkörökön, tanterven kívüli órákon való részvétel és az iskolai barátok száma (Blum és mtsai, 2002).
A diák az iskolában számos társadalmi és szociális tapasztalatot szerez, ezért az iskolához való viszonyulás minőségének hatása megjelenik a viselkedésben és a személyiségben is (Mészáros, 2004). Pozitív együtt járást mutattak ki az iskolához való kötődés és a tanulmányi teljesítmény között (Bond és mtsai, 2007; Szabó és Virányi, 2011). Az iskolához kötődő diákok magasabb önértékelésről és pozitívabb énképről számoltak be (Millings, Buck, Montgomery, Spears és Stallard, 2012; Szabó és Virányi, 2011). Kevésbé fegyelmezetlenek, tisztelik tanáraikat és társaikat; normakövetők, a szabályokat betartják (Simons-Morton és mtsai, 1999). Nem jellemző rájuk az iskolakerülés és a szerhasználat, csökken a tinédzserkori terhesség kockázata is (Blum és mtsai, 2002). Azonban az iskolában átélt negatív élmények, a magas szintű iskolai stressz felelős lehet a gyenge mértékű kötődésért (Katona és Szitó, 2000; Samdal és mtsai, 1998). Ezek alapján feltételezhető, hogy az iskolai kötődés és a diák kiégés között fordított irányú kapcsolat van.
A vizsgálat célja és hipotézisei
Kutatásunk fő célja az, hogy reflektáljon a diák kiégés jelenségének vizsgálatára középiskolai környezetben. A hazai szakirodalom áttekintése alapján úgy tűnik, hogy a burnoutszindróma iskolások körében végzett feltárása még hiányzik, ami kiemeli annak szükségességét, hogy rendelkezzünk magyar nyelven elérhető és jól használható kérdőívvel a probléma megközelítése érdekében. Ezért kutatásunk elsődleges célja a Diák Kiégés Kérdőív (Salmela-Aro és mtsai, 2009, 2008) magyar nyelvű változatának tesztelése hazai mintán, ellenőrizve a kérdőív strukturális felépítését és megbízhatóságát. Emellett célunk megvizsgálni a kiégés kérdőíven elért pontszámok kapcsolatát más demográfiai és pszichológiai változókkal, amelyek a korábbi kutatások alapján releváns tényezőknek tűnnek a burnoutszindrómával kapcsolatban. Elsőként megvizsgáljuk, hogy a Diák Kiégés Kérdőív (Hietajärvi és mtsai, 2019; Luo és mtsai, 2016; Salmela-Aro és mtsai, 2009) általunk kialakított magyar adaptációja megfelelő pszichometriai tulajdonságokkal bír-e a skála szerkezetét és belső megbízhatóságát tekintve. Amennyiben sikerül igazolni a kérdőív megbízhatóságát, úgy az alábbi hipotézisek vizsgálatát végezzük el, részben a kérdőív konvergens és divergens validitásának ellenőrzése, részben a kiégés jelenségének jobb megértése érdekében:
-
H1: A kiégéspontszám tekintetében a lányokra magasabb pontszám jellemző, mint a fiúkra (Herrmann és mtsai, 2019; Salmela-Aro és Tynkkynen, 2012).
-
H2: A kiégéspontszám negatív kapcsolatban áll a tanulmányi eredménnyel (Herr-mann és mtsai, 2019).
-
H3: A kiégéspontszám negatív együtt járást mutat az önértékeléssel (Herrmann és mtsai, 2019; Luo és mtsai, 2016).
-
H4: A kiégéspontszám negatív együtt járást mutat a közelítő célorientációval, míg pozitív kapcsolatban áll az elkerülő célokkal (Isoard-Gautheur és mtsai, 2016). A kiégésszindrómával való összevetéshez amiatt választottuk a célorientációs elméletet, mert a viszonyító motiváció társas jellege miatt illeszkedik a kiégés tüneteinek inter-perszonális jellegéhez, például a cinizmushoz és elidegenedéshez.
-
H5: A kiégéspontszám és az iskolai kötődés negatív kapcsolatban áll egymással (Katona és Szitó, 2000; Samdal és mtsai, 1998).
MÓDSZEREK
Minta és eljárás
Az adatfelvétel során hozzáférési alapú mintavételt alkalmaztunk. A jelen elemzésbe bevont minta több, egymástól független adatfelvételből jött létre. Ez azt jelenti, hogy nem egy, hanem több intézményben zajlott az adatfelvétel. A kutatásban összesen két általános iskola és öt középiskola (mindegyik szakgimnázium) vett részt. Az iskolák a dél-alföldi régióban elhelyezkedő városi, állami fenntartású intézmények voltak. Az adatfelvételek 2018. október–december időszakban zajlottak. A felkért iskolák közül egy sem utasította vissza a megkeresést. A teljes mintába összesen 1075 diák tartozott (657 lány és 379 fiú, 39 válasz nélkül), akiknek átlagéletkora 15,3 év volt (szórás = 2,01 év). A minta 31,3%-át általános iskola hetedik és nyolcadik osztályba járó diákok alkották (337 fő), míg a fennmaradó 68,7% középiskolában tanult (738 fő). A diákok minden esetben iskolai környezetben, osztályfőnöki órán, papíralapon töltötték ki a kérdőíveket. Az adatfelvételt megelőzően először a részt vevő oktatási intézmények vezetői engedélyezték a vizsgálatot. Ezt követően a szülőknek tájékoztatót küldtünk az adatfelvételről, és beleegyezésüket kértük gyermekük részvételéhez. A 14 évnél fiatalabb diákok esetében aktív, a 15–18 éves diákok esetében passzív beleegyező nyilatkozatot használtunk. Szülői beleegyezés nélkül a diákok nem vehettek volna részt az adatfelvételben, de ilyen eset nem történt a vizsgálatban. Ezt követően a kitöltésben részt vevő diákok tájékoztatást kaptak a felvétel céljáról, majd szabadon dönthettek a kérdőív kitöltéséről. A résztvevők a kérdőív kitöltéséért semmiféle jutalmazásban nem részesültek. Az adatfelvételt az intézményekben dolgozó iskolapszichológusok koordinálták. A kérdőívek kitöltése osztályfőnöki óra keretei között történt, és maximum 25 percig tartott egy-egy osztályban. A kutatásban alkalmazott adatfelvételi módszert a Pszichológiai Kutatások Egyesült Etikai Bíráló Bizottsága előzetesen jóváhagyta (referenciaszám: 2017/122).
Mérőeszközök
Demográfiai adatok
A kérdőívben a következő demográfiai adatok szerepeltek: nem, életkor, tanulmányi átlag. Utóbbi esetében a diákok önbevallással nyilatkoztak arról, hogy főként milyen érdemjegyeket kaptak a legutóbbi félévi bizonyítványukban.
Diák Kiégés Kérdőív
Az eredeti Diák Kiégés Kérdőív (School Burnout Inventory; SBI;) Salmela-Aro és munkatársai (2009, 2008) nevéhez fűződik. A kérdőív kilenc tételből álló, önkitöltéses mérőeszköz. A kitöltők hatfokozatú Likert-skálán jelölhetik válaszaikat (1 = „Egyáltalán nem jellemző rám”; 6 = „Teljesen jellemző rám”). A kérdőív három alskálán különíti el a kiégés tüneteit: kimerülés, cinizmus és alkalmatlanságérzés.
A fordítás (Beaton, Bombardier, Guillemin és Ferraz, 2000) a kérdőív adaptációs leírása alapján készült, amely szerint az itemeket három személy fordította angolról magyarra, majd ezeket két szakértő (kétnyelvű személy) egységesítette. Ezen változatot két személy angolra fordította vissza az angol és magyar változat közötti eltérések kizárása érdekében. Ezeket a verziókat egy kétnyelvű szakember vetette össze. A végső kérdőívbe az eredeti jelentéshez leginkább közel álló változat került bele.
Rosenberg-féle Önértékelés Kérdőív
Az önértékelés viszonylag stabil pszichológiai jellemző, amely szorosan összefonódik az egyén pszichés jóllétével, ezért gyakran áll a kutatások fókuszában (Sallay, Martos, Földvári, Szabó és Ittzés, 2014). Az eredetileg Rosenberg (1965) által létrehozott RSES-H skála az önértékelés konstruktumának megbízható mérőeszköze. A kérdőívnek több magyar változata is készült, ezek közül a Sallay és munkatársai (2014) által létrehozott 10 tételes verziót alkalmaztuk kutatásunkban. A mérőeszköz kiváló belső megbízhatósággal és pszichometriai jellemzőkkel bír, melyeket a jelenlegi adatokon is ellenőriztünk (Cronbach-α = 0,845). A kitöltők négyfokozatú Likert-skálán jelölhették válaszaikat (1 = „Egyáltalán nem értek egyet”; 4 = „Teljes mértékben egyetértek”).
Célorientációs Kérdőív
A diákok teljesítménymotivációját a célorientációs elmélet (Dweck és Leggett, 1988; Elliot és mtsai, 1999) keretében vizsgáltuk. Az eredeti elmélet két dimenzió mentén különíti el a teljesítményhelyzetekben megjelenő motivációkat: elsajátítási célokat tűznek ki maguk elé azok, akiket készségeik fejlesztése motivál, azonban viszonyító célokkal rendelkeznek azok, akik a társas környezethez képest ítélik meg teljesítményüket. A másik dimenziót a közelítő és az elkerülő viselkedés jellemzi: a közelítő célok a jobb eredmények elérésére vonatkoznak, míg az elkerülő célok a kudarcok és sikertelenségek távolításához kapcsolódnak.
A kutatáshoz a Célorientációs Kérdőív magyar adaptációját (Pajor, 2013) használtuk. Az önkitöltéses kérdőív összesen 20 tételből áll, amelyek az eredeti négy helyett a magyar adaptációban összesen három alskálát alkotnak: viszonyító (Cronbach-α = 0,875), közelítő-elsajátító (Cronbach-α = 0,797) és elkerülő-elsajátító (Cronbach-α = 0,838) célorientációkat különböztet meg a mérőeszköz. A kérdőíven ötfokozatú Likert- skálán adnak választ a kitöltők (1 = „Egyáltalán nem jellemző rám”; 5 = „Teljes mértékben jellemző”), az alskálák jó belső megbízhatósággal rendelkeznek.
Iskolai Kötődés Kérdőív
Az iskolai kötődés vizsgálatára a Szabó és Virányi (2011) által kidolgozott, 20 tételből álló mérőeszközt alkalmaztuk. A mérőeszköz öt faktoron különíti el a kötődés egyes aspektusait: az iskolához való általános viszonyulás, a társakhoz való viszony, a tanárokhoz való viszony, a tantárgyak iránti érdeklődés és az iskolai környezethez való viszony. A kérdőíven a résztvevők négyfokú Likert-skálán fejezhetik ki, hogy az adott állítás mennyire jellemző rájuk (1 = „Egyáltalán nem jellemző”; 4 = „Teljes mértékben jellemző”); a magasabb pontértékek erősebb kötődést jelentenek. Az elemzésben a teljes skála átlagpontszámával dolgoztunk (Cronbach-α = 0,877).
Az adatokat SPSS for Windows 24.0 és Jamovi 0.6.9.6 (The Jamovi Project, 2019) statisztikai programcsomagokkal elemeztük.
EREDMÉNYEK
A Diák Kiégés Kérdőív magyar változatának strukturális elemzése
Elsőként a Diák Kiégés Kérdőív faktorszerkezetét vizsgáltuk meg feltáró és megerősítő faktorelemzés segítségével. Az elemzésekhez Fabrigar és munkatársai (1999) keresztvalidálásra vonatkozó eljárásának megfelelően véletlenszerű besorolás alapján kettéválasztottuk a mintát, és a feltáró és megerősítő faktorelemzést két külön almintán végeztük el. A módszer szerint az előbbi elemzéssel kapott struktúra érvényessége megbízhatóbban értékelhető, ha egy másik, független mintán történik a struktúra megerősítése, mert ezzel kiszűrhetők azok az esetek, amikor a minta sajátosságai torzítják a faktorstruktúra illeszkedési mutatóit. A minták jellemzőit az1. táblázat ban foglaltuk össze.
A feltáró és megerősítő faktorelemzésekhez véletlenszerű besorolás alapján létrehozott alminták fő jellemzői
| Minta 1 | Minta 2 | ||
|---|---|---|---|
| Elemszám | 538 | 537 | |
| Nemek | Lány | 335 | 322 |
| Fiú | 183 | 196 | |
| Iskola típusa | Általános iskola | 156 | 181 |
| Középiskola | 382 | 356 | |
| Átlagéletkor | 15,4 év | 15,4 év | |
Az előzetes elemzések alapján az 1. alminta alkalmasnak bizonyult a feltáró faktorelemzésre. A Kaiser–Meyer–Olkin-mutató mind a kilenc tétel esetében megfelelő értéket mutatott (KMO = 0,876), hasonlóan a Bartlett-féle teszthez (p < 0,001). A feltáró faktorelemzés során párhuzamos elemzéssel (Horn, 1965) határoztuk meg a vizsgált faktorok számát, mert ez a módszer lehetővé teszi az egynél kisebb sajátértékű faktorok kiválasztását is (Hayton, Allen & Scarpello, 2004). Az elemzéshez maximum likelihood módszert használtunk Oblimin- rotációval, ami alapján a tételek két faktorba rendeződtek (2. táblázat). Samuels (2016) irányelveinek megfelelően egy tétel mini-mumtöltésének meg kellett haladnia a 0,3-es értéket ahhoz, hogy figyelembe vegyük, a faktorstruktúra kialakításához kereszttöltése pedig nem lehetett ennél magasabb egyszerre két faktoron. Az 1-es tétel az alacsony töltése miatt egyik faktorhoz sem sorolható. Ennek egyik lehetséges oka az lehet, hogy a tétel megítélésénél túlsúlyban vannak a szélsőségesen pozitív válaszok, tehát ez az item nem differenciál megfelelően.
A Diák Kiégés Kérdőív feltáró faktorelemzésének eredménye az egyes itemek faktortöltésével
| Párhuzamos elemzés | Háromfaktoros modell | ||||
|---|---|---|---|---|---|
| Tételek | 1 | 2 | 1 | 2 | 3 |
| 2. Az iskolában nem ösztönöz semmi, és gyakran úgy érzem, legszíve- sebben abbahagynám. | 0,905 | 0,819 | |||
| 5. Úgy érzem, hogy kezdem elveszíteni az érdeklődésem az iskola iránt. | 0,806 | 0,852 | |||
| 6. Gyakran gondolok arra, hogy az iskolai munkának van-e egyáltalán értelme. | 0,759 | 0,772 | |||
| 3. Gyakran sikertelennek érzem magam az iskolai munkában. | 0,484 | 0,344 | 0,988 | ||
| 8. Régebben úgy gondoltam, jobban fogok teljesíteni az iskolában, mint ahogy most. | 0,361 | 0,312 | |||
| 4. Sokszor rosszul alszom az iskolai dolgok miatt. | 0,673 | 0,672 | |||
| 7. Szabadidőmben is sokat gondolkozom az iskolai dolgokon. | 0,548 | 0,514 | |||
| 9. Az iskolai túlterheltség miatt vannak problémáim a baráti, családi kapcsolataimban is. | 0,607 | 0,543 | |||
| 1. Úgy érzem, az iskola túlterhel. | |||||
| Megmagyarázott variancia: | 29,1% | 17,5% | 25,0% | 13,8% | 13,6% |
Mivel az elemzés alapján kapott szerkezet eltért az eredeti háromfaktoros modelltől, megismételtük az elemzést a faktorok számának előzetes meghatározásával is (2. táblázat). Az egyes tétel ebben az esetben sem kapcsolódik jelentős mértékben a faktorok egyikéhez sem, így a további elemzésekből kihagytuk.
A megmaradt 8 tételen megerősítő faktorelemzést végeztünk a 2. almintán, összehasonlítva a két- és a háromfaktoros szerkezetet. A modell illeszkedésmutatóinak értékeléséhez Hu és Bentler (1999) irányelvként meghatározott határértékeit használtuk (3. táblázat). Habár mindkét modell esetében szignifikáns különbség mutatkozott az elméleti modellhez képest (p < 0,001), ez a próba érzékeny az elemszámra, így a többi mutató alapján értékeltük a struktúrák illeszkedését. A kétfaktoros modell elfogadható, míg a háromfaktoros szerkezet jó illeszkedésmutatókkal rendelkezik. A háromfaktoros modellben a tételek az eredeti kérdőív szerkezetének megfelelően rendeződtek faktorokba: az első faktor a cinizmus alskálának, a második faktor az alkalmatlanságérzésnek, a harmadik pedig az érzelmi kimerülésnek felel meg.
A megerősítő faktorelemzés illeszkedésmutatói a két-, illetve háromfaktoros szerkezet esetében
| Kétfaktoros modell | Háromfaktoros modell | Illeszkedésmutató határértéke (Hu és Bentler, 1999) | |
|---|---|---|---|
| χ2 | 85 | 60,3 | – |
| p | <0,001 | <0,001 | >0,05 |
| χ2/df | 5,0 | 3,54 | <3 jó <5 elfogadható |
| RMSEA | 0,0865 | 0,069 | <0,05 |
| RMSEA 90% CI | 0,0687 < CI < 0,105 | 0,057 < CI < 0,0883 | |
| CFI | 0,958 | 0,973 | >0,95 |
| TLI | 0,930 | 0,956 | >0,95 |
| SRMR | 0,0457 | 0,0373 | <0,09 |
A létrejövő faktorok belső megbízhatóságát a teljes mintán ellenőriztük. A cinizmus esetében jó (Cronbach-α = 0,864), míg az alkalmatlanságérzés (α = 0,608) és az érzelmi kimerülés faktor esetében (α = 0,618) a skálákhoz tartozó itemek alacsony, de az itemek száma miatt elfogadható értékeket kaptunk (Hinton, Brownlow, McMurray és Cozens, 2004). A teljes, nyolc tételből álló skála megbízhatósága szintén jónak bizonyult (Cronbach-α = 0,827).
Habár a feltáró faktorelemzés kétfaktoros struktúrát tárt fel, a megerősítő faktorelemzés eredményei miatt az eredetivel megfelelő háromfaktoros szerkezet használata is elfogadhatónak tűnik. Mivel utóbbi illeszkedik a kiégés tüneteinek elméleti háttér alapján feltételezhető struktúrájához, illetve a kérdőív eredeti szerkezetéhez, ezért a továbbiakban ennek a használata mellett döntöttünk, és a három alskála használatával végeztük az elemzéseket.
Ismételt méréses varianciaanalízissel összehasonlítottuk az egyes alskálák átlagpontszámait. Az eredmények szerint statisztikailag szignifikáns eltérés található az alskálák között [F(2;2116) = 93,5, p < 0,001]. A Tukey-féle post-hoc teszt szerint az alskálák közötti összehasonlítás is statisztikailag jelentős eltéréseket mutat (p < 0,001), eszerint a diákok az alkalmatlanságérzés esetében érték el a legmagasabb átlagpontszámot (M = 3,47 pont), amelyet a cinizmus (M = 3,23 pont) és az érzelmi kimerülés (M = 2,87 pont) követ (4. táblázat).
A Diák Kiégés Kérdőív alskáláinak leíró statisztikai mutatói, illetve a nemek közötti különbséget feltáró független mintás t-próba eredménye
| N | Cron- bach-α | Átlag | Szórás | Csoport | N | Átlag | Szórás | T-próba | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Diák kiégés (teljes skála) | 1059 | 0,827 | 3,16 | 1,15 | Fiú Lány |
375 646 |
3,12 3,19 |
1,11 1,19 |
p = 0,345 |
| Érzelmi kimerülés | 1064 | 0,618 | 2,87 | 1,3 | Fiú Lány |
377 649 |
2,85 2,90 |
1,26 1,32 |
p = 0,593 |
| Cinizmus | 1062 | 0,864 | 3,23 | 1,55 | Fiú Lány |
375 649 |
3,15 3,26 |
1,44 1,61 |
p = 0,263 |
| Alkalmatlanság-érzés | 1064 | 0,608 | 3,47 | 1,4 | Fiú Lány |
377 649 |
3,45 3,49 |
1,39 1,42 |
p = 0,704 |
A diák kiégés kapcsolata a demográfiai változókkal
A különböző demográfiai mutatók mentén megvizsgáltuk az összefüggéseket a Diák Kiégés Kérdőív alskálái esetében. Elsőként független mintás t-próbával hasonlítottuk össze az általános és középiskolás diákok pontszámait. A csoportok között a kiégés-átlagpontszám (p = 0,644), illetve az érzelmi kimerülés (p = 0,290) és az alkalmatlanságérzés (p = 0,170) dimenziókban nem volt statisztikailag szignifikáns különbség. A cinizmus alskála esetében azonban az általános iskolás diákok szignifikánsan magasabb (M = 3,42 pont) átlagértéket értek el, mint a középiskolás tanulók [M = 3,14 pont; t(1060) = 2,794; p = 0,005].
Első hipotézisünkben feltételeztük, hogy a lányok esetében magasabb pontszámok jellemzőek, mint a fiúknál. A független mintás t-próbával végzett nemek közötti összehasonlítás azonban sem a teljes skála, sem pedig az alskálák esetében nem mutatott ki statisztikailag szignifikáns különbséget (p > 0,05; lásd 4. táblázat ). Az első hipotézisünkben feltételezett nemi különbségeket tehát nem igazolták az elemzések.
Második hipotézisünkben feltételeztük, hogy fordított irányú együtt járás található a kiégéspontszám és a tanulmányi eredmény között. A hipotézist Spearman-féle rangkorrelációval ellenőriztük. Az eredmények szerint a Diák Kiégés Kérdőív átlagpontszáma statisztikailag jelentős, gyenge negatív együtt járást mutat a tanulmányi eredménnyel [r(1062) = –0,240; p < 0,001]. Az alskálák közül az érzelmi kimerülés esetében nem található statisztikailag jelentős összefüggés a tanulmányi eredménnyel (p > 0,05), míg a cinizmus [r(1062) = –0,215; p < 0,05] és az alkalmatlanságérzés [r(1062) = –0,322; p < 0,001] esetén a várt irányú szignifikáns, de viszonylag gyenge együtt járást találtuk.
Konvergens és divergens validitás
A konvergens és a divergens validitás tesztelése érdekében megvizsgáltuk a Diák Kiégés Kérdőív pontszámainak összefüggéseit a korábban bemutatott kérdőíveken kapott értékekkel.
Harmadik hipotézisünkben feltételeztük, hogy a kiégés negatív együtt járást mutat az önértékeléssel. A változók közötti összefüggéseket Pearson-féle korrelációelemzéssel tártuk fel. Az eredmények alapján statisztikailag szignifikáns, gyenge negatív korreláció van a diák kiégés átlagpontszáma és az önértékelés között [r(140) = –0,290; p < 0,05]. Az eredmények hasonlóak mindhárom alskála esetében: az érzelmi kimerülés [r(140) = –0,198; p < 0,05], a cinizmus [r(140) = –0,244; p < 0,05] és az alkalmatlanságérzés [r(140) = –0,273; p < 0,05] is negatív összefüggést mutat az önértékeléssel, habár az együtt járás csak gyenge mértékű.
Negyedik hipotézisünkben negatív együtt járást feltételeztünk a célorientáció dimenziói és a kiégés kérdőív átlagpontszáma között. A közelítő célorientáció esetében gyenge negatív együtt járást találtunk a kiégés-átlagpontszámmal [r(721) = –0,151; p < 0,05], hasonlóan az alkalmatlanságérzés [r(721) = –0,137; p > 0,05] és a cinizmus [r(721) = –0,314; p < 0,05] alskálák esetében. Az érzelmi kimerülés alskála azonban a hipotézisünkkel ellentétben nagyon gyenge, de szignifikáns pozitív együtt járást [r(721) = 0,123; p < 0,05] mutatott a közelítő-elsajátító célorientációval. Az elkerülő-elsajátító célorientáció esetében az előfeltevésnek megfelelően pozitív összefüggést találtunk a diákkiégés-pontszámmal [r(646) = 0,207; p < 0,05]. Az alskálák közül a cinizmus nem mutatott statisztikailag jelentős együtt járást az elkerülő célokkal (p > 0,05), míg az érzelmi kimerülés [r(646) = 0,342; p < 0,05] és az alkalmatlanságérzés [r(646) = 0,186; p < 0,05] esetében gyenge, de a hipotézisnek megfelelő irányú kapcsolatot tártak fel az elemzések.
A diákkiégés-átlagpontszám és alskáláinak korrelációs együtthatói más változókkal
| Diák kiégés | Érzelmi kimerülés | Cinizmus | Alkalmatlanság- érzés | |
|---|---|---|---|---|
| Tanulmányi eredmény | –0,240** | n. sz. | –0,215** | –0,322** |
| Életkor | 0,109** | 0,089* | 0,1 | n. sz. |
| Önértékelés | –0,290** | –0,198** | –0,244** | –0,273** |
| Elkerülő célorientáció | 0,207** | 0,342** | n. sz. | 0,186** |
| Közelítő-elsajátító célorientáció | –0,151** | 0,123** | –0,314** | –0,137** |
| Viszonyító célorientáció | n. sz. | 0,226** | –0,105* | n. sz. |
| Iskolai kötődés | –0,574** | –0,205** | –0,400** | –0,698** |
Megjegyzés: *p < 0,05, **p < 0,001
Ötödik hipotézisünkben az iskolai kötődés és a diákkiégés-átlagpontszám negatív együtt járását feltételeztük. A Pearson-féle korrelációelemzés alapján a kiégéspontszám és a kötődés között szignifikáns negatív összefüggést találtunk [r(360) = –0,574; p < 0,05]. Az alskálák közül az érzelmi kimerülés áll a leggyengébb kapcsolatban az iskolai kötődéssel [r(360) = –0,205; p < 0,05], míg az alkalmatlanságérzés [r(360) = –0,400; p < 0,05] és a cinizmus [r(360) = –0,698; p < 0,05] erősebb összefüggést mutat.
Inkrementális validitás: regresszióelemzés
Hierarchikus regresszióelemzéssel vizsgáltuk meg, hogy a kiégés kérdőív más prediktorokkal együtt vizsgálva képes-e megmagyarázni valamely más pszichológiai változó varianciájának egy részét. Függő változóként az iskolai kötődést választottuk, majd első lépésként a célorientáció három típusát, második lépésként pedig a diák kiégés átlagpontszámát vettük be a modellbe. A teljes modell esetében a magyarázott varian-cia 50,3%. Az eredmények szerint a kiégés, a többi jellemzőtől függetlenül és azok beszámítása mellett is szignifikáns magyarázó erővel bír az iskolai kötődésre nézve [F (4;355) = 90,p < 0,001]. A modell részletei a6. táblázat ban vannak feltüntetve.
A hierarchikus regresszióelemzés eredménye. A modell függő változója az iskolai kötődés volt.
| β | ΔR2 | F | |
|---|---|---|---|
| 1. lépés | 0,273 | 44,5** | |
| Közelítő-elsajátító célorientáció | 0,594** | ||
| Viszonyító célorientáció | –0,047 | ||
| Elkerülő célorientáció | –0,109 | ||
| 2. lépés | 0,231 | 90** | |
| Diák kiégés | –0,53** |
Megjegyzés: **p < 0,001
DISZKUSSZIÓ
Kutatásunk célja a Diák Kiégés Kérdőív (Salmela-Aro és mtsai, 2009, 2008) magyar nyelvű változatának strukturális feltárása, megbízhatóságának vizsgálata volt hazai mintán. Emellett a diák kiégéssel kapcsolatban kapott eredményeket összevetettük az önértékeléssel, a célorientációs típusokkal és az iskolai kötődéssel, hogy ellenőrizzük a skála külső validitását.
A kérdőív hazai adaptációjának faktorszerkezete a feltáró faktorelemzés alapján nem tükrözte a korábbi háromfaktoros struktúrát. Az eredmények szerint két fő faktorba rendeződnek a tételek, egy item kiesésével. Ebben a struktúrában az eredetileg az érzelmi kimerülés- és az alkalmatlanságérzés faktorokhoz tartozó tételek mutattak átfedést. A feltáró elemzést megismételtük három faktor előzetes beállításával. Ennek eredményeként az eljárás során az eredetivel teljesen megegyező struktúrát mutattak a tételek, egy item kiesésével. A megerősítő faktorelemzéssel összehasonlítva a két- és a háromfaktoros struktúra illeszkedésmutatóit, arra jutottunk, hogy az eredetivel megegyező felépítésű, háromfaktoros struktúra minden mutató esetében jobb illeszkedést mutat, mint a kétfaktoros elrendezésnél, emiatt ennek az alkalmazása mellett döntöttünk. A további elemzések rámutattak, hogy az alskálák eredményei között szignifikáns különbségek vannak, ami megerősíti, hogy az általunk kialakított mérőeszköz képes differenciálni a kiégés egyes tünetei között, így segítheti a problémás területek azonosítását. Emellett az eredmények alapján feltételezhető, hogy az alkalmatlanságérzés lehet a leggyakoribb kiégéssel kapcsolatos tünet, amely összefügghet az önértékelési problémák és szorongásos zavarok kialakulásával. Ezek a tünetek ugyanis magas prevalenciát mutatnak elsősorban serdülőkorban (Connolly, Suarez és Sylvester, 2011).
A kedvező szerkezeti mutatók ellenére azonban a kérdőív alskálái nem tekinthetők teljesen megbízhatónak. A teljes skála, illetve a cinizmus alskála belső reliabilitása jónak mutatkozott, ugyanakkor a kérdőívvel kapcsolatos limitációk közé tartoznak az alkalmatlanságérzés és az érzelmi kimerülés alskálák alacsony, de még elfogadható Cronbach-alfa-mutatói. Az alkalmatlanságérzés alskála esetében már az eredeti vizsgálat (Salmela-Aro és mtsai, 2008) is alacsony belső megbízhatóságot tárt fel, és erre az eredményre jutott a kérdőív német változatát elemző kutatás is (Herrmann és mtsai, 2019). A kérdőívvel kapcsolatos korábbi tapasztalatok megerősítik a saját adataink által is feltárt bizonytalanságot az alskálák megfelelő működésével kapcsolatban. Ezért a kérdőív egydimenziós mérőeszközként való használatát javasoljuk, az egyes alskálák megkülönböztetése nélkül, elkerülve a bizonytalanságokból fakadó mérési hibákat. Egydimenziós mérőeszközként azonban a feltáró faktorelemzés eredményei alapján kihagyott tétel törlésére sincs feltétlenül szükség. Eredményeink megerősítik, hogy az eredeti, kilenctételes kérdőív egyetlen skálaként alkalmazva némileg jobb belső megbízhatósággal jellemezhető (Cronbach-alfa = 0,831), mint a nyolctételes változat (Cronbach-alfa = 0,827).
Az általunk vizsgált mintát a közepesnél kissé erősebb összesített kiégéspontszám jellemzi. A korábbi kutatási eredményekkel ellentétben nem találtunk jelentős különbséget a fiúk és a lányok átlagpontszámai között (Herrmann és mtsai, 2019; Salmela- Aro és Tynkkynen, 2012). Az általános és középiskolás diákok eredményeinek összehasonlítása esetén csak a cinizmus alskála esetében találtunk jelentős különbséget az átlagpontszámok között. Mindezt indokolhatja, hogy a középiskolás diákok – elsősorban a végzéshez közelebb álló tanulók – a szakmai vizsgák és az érettségi közeledtével jobban érzékelik a tanulás hasznosságát, még ha ez nem is belső, hanem külső motivációként jelenik meg az esetükben.
Az eredmények felhasználásával kapcsolatban fontos kérdés, hogy alkalmasak-e a kapott adatok arra, hogy a pontszámok alapján meghatározható legyen a magas kiégéssel jellemezhető övezet. Két fontos tényező miatt ütközik korlátokba az erre vonatkozó törekvésünk. Egyrészt az elemzett minta nem tekinthető reprezentatívnak, másrészt az adatfelvétel során nem használtunk olyan teszteket, amelyek célzottan a diákok pszichológiai állapotát tárták volna fel. A Diák Kiégés Kérdőív későbbi diagnosztikai jellegű használatához mindenképpen további vizsgálatok szükségesek, hogy egy szélesebb mintavétellel feltárható legyen a pontszámok kapcsolata az olyan problémákkal, mint az észlelt stressz, a szorongás vagy a depresszió.
Ugyanakkor a kiégés elterjedtségével kapcsolatban tájékoztató lehet a kapott adatok értékelése a korábbi hasonló felmérések és kutatási eredmények tükrében. Az általános iskolás diákok között az átlagnál legalább egy szórásnyi értékkel nagyobb pontszámot a diákok 16,3%-a ért el, míg a középiskolások között ugyanez az arány 16,1%. Ebből arra következtethetünk, hogy a kiégés súlyos tünetei körülbelül a diákok hatodát érintik. Korábbi kutatások Finnországban 10%-ra becsülték ugyanezt az értéket (Salmela-Aro és mtsai, 2008), egy későbbi felmérés pedig a diákok 14%-ánál állapított meg súlyos kiégést, a tanulók további 14%-át pedig magas cinizmussal és alacsony elköteleződéssel jellemezhető csoportként írta le. Középiskolás mintákon (négyfokú skálát használva) 1,81 és 1,94 közötti átlagpontszámokról számoltak be a kutatók a Diák Kiégés Kérdőívet használva (Salmela és mtsai, 2008), amihez képest a saját adatfelvételünkön kapott 3,14-es átlag magasnak mondható annak figyelembevételével is, hogy esetünkben hatfokú skálán válaszoltak a kitöltők. Más vizsgálatok ötfokozatú skálát használva 2,46-os átlagértéket állapítottak meg középiskolás mintán, ami szintén alacsonyabbnak tekinthető a magyar mintán kapott értékeknél (Sorkkila, Aunola és Ryba, 2017).
A diákok tanulmányi eredményessége a korábbi kutatási eredményekkel összhangban (Herrmann és mtsai, 2019) enyhe negatív együtt járást mutat a kiégéssel. A kapcsolat hátterében megjelenhet az iskolához és a tanulmányokhoz fűződő kiábrándult és cinikus viszony, ami a kiégés egyik faktora, de magyarázhatja a tanulás iránti motiváció csökkenése is. A kiégés az alacsonyabb elköteleződésen, illetve a kevésbé hatékony tanulási módszerek alkalmazásán keresztül hathat negatívan a tanulmányi eredményességre. Ugyanakkor megjelenhet az ellentétes irányú folyamat is, azaz, hogy a kiégés kialakulását a rossz érdemjegyekkel járó tanulmányi sikertelenség és az ebből fakadó csalódottság, frusztráció tartós stressze idézi elő. Ez utóbbi feltételezést támasztja alá, hogy a tanulmányi eredmény a legerősebb együtt járást az alkalmatlanságérzés alskálával mutatta, amely kiemeli a negatív visszajelzések és kudarcok szerepét az iskolával kapcsolatos kiégés kialakulásában.
A mérőeszköz külső validitását alátámasztották a teszteléséhez használt pszichológiai tényezőkkel összefüggésben kimutatott gyenge, de szignifikáns és a várt irányba mutató együtt járások. Figyelemre méltó, hogy az önértékelés a legerősebb negatív kapcsolatban az alkalmatlanságérzés alskála értékével volt, ami utal a konstruktumok jelentésbeli hasonlóságára. Ez az összefüggés – a tanulmányi eredményességhez hasonlóan – magyarázható a csökkent lelkesedésből következő alacsonyabb teljesítmény, és az ezzel együtt járó kudarcok gyakoribb átélésével. Az önértékelés és a kiégés értékei közötti gyenge kapcsolatra magyarázatot adhat, hogy a motiválatlanabb vagy erősebb kiégést mutató diákok énképük védelme érdekében kisebb jelentőséget tulajdonítanak az iskolai eredményeknek, mint egyéb tényezőknek. Így a gyengébb teljesítmény feltételezhetően nem jár együtt olyan erősen a kiégéssel az esetükben, mint azoknál a diákoknál, akik motiváltak ugyan, de leterheltségüknél, kimerültségüknél fogva nem képesek saját és környezetük elvárásainak megfelelő szinten teljesíteni. Ennek a feltételezésnek a helyességét látszik alátámasztani, hogy az elkerülő és közelítő elsajátítási motiváció egyaránt pozitív korrelációs kapcsolatban állt a kiégéssel. Elképzelhető, hogy a magas motivációjú diákokat, akár közelítő, akár elkerülő elsajátítási motivációval rendelkeznek, akadályozza céljaik elérésében a leterheltségük. Így érthető, hogy a fejlődés iránt elkötelezett és a jó eredmények elérésére törekvő diákok körében elsősorban az érzelmi kimerülés tünete jelenik meg.
Ugyanakkor az is lehetséges, hogy a motiváltabb diákokra fokozottabban hathatnak az iskolában átélt negatív érzelmek is. Mivel fontosabb számukra az iskolai teljesítmény, vélhetően több stresszt is jelent számukra vágyott céljuk elérése, ami fokozott érzelmi kimerülést is eredményezhet.
A célorientációval kapcsolatban kapott további összefüggések szintén gyenge, de a hipotézisekkel megegyező kapcsolatot mutattak ki a diák kiégéssel. Eszerint a közelítő-elsajátító motiváció negatív, míg az elkerülő motiváció pozitív kapcsolatban áll a kiégéssel. Ezek a kapcsolatok magyarázhatók a kiégéssel együtt járó alacsonyabb elköteleződéssel, illetve magasabb kimerüléssel, ami miatt a diákok alacsonyabb célokat tűznek ki maguk elé. A legerősebb, negatív irányú összefüggést a vártnak megfelelően az iskolai kötődés és a diákok kiégése között találtuk. Ez az összefüggés rámutat arra, hogy az iskolával, illetve a pedagógusokkal és a diáktársakkal kapcsolatban átélt negatív élmények és érzések hosszú távon túlterhelik a tanulókat érzelmileg, gyengítve ezáltal az elköteleződésüket az intézmény és a közösség iránt. Vizsgálatunk eredménye szerint a kiégés egyes elemei önmagukban és a többi tényezővel együttesen is jelentős bejósló erővel bírnak az iskolai kötődés alakulására. Utóbbi a kutatási eredmények szerint egyértelműen befolyásolja a tanulmányi előmenetelt, valamint az iskolai szocializáció eredményességét is (vö. Simons-Morton és mtsai, 1999).
Limitációk és továbbfejlesztési lehetőségek
A kutatás limitációi közé tartozik, hogy nem állt módunkban a vizsgálatot életkorra, nemre, iskolatípusra reprezentatív mintán lefolytatni. Így, bár viszonylag nagy elemszámmal dolgoztunk, a teljes korosztályra nem vonhatunk le következtetéseket. Az eredmények általánosíthatóságának további korlátját az érzelmi kimerülés és az alkalmatlanságérzés alskálák alacsony belső megbízhatósága jelenti. Még akkor is, ha ezt részben indokolhatja, hogy két-, illetve háromtételes alskálák esetében alacsonyabb az elvárható Cronbach-alfa-érték. Mindemellett a vizsgálat során nem ellenőriztük a skála időbeli stabilitását, amely lehetséges továbbfejlesztési irányt jelent egy jövőbeni kutatás során.
Következtetések
Összességében a Diák Kiégés Kérdőív belső szerkezetére vonatkozó eredmények, illetve a mérőeszköz más változókkal való kapcsolata megerősíti azt a feltételezésünket, hogy a kérdőív jól használható eszköz lehet a jövőben iskolapszichológiai és neveléstudományi jellegű kutatásokban. Az alskálák között talált jelentős különbségek utalnak arra, hogy a kiégés különböző tüneteinek felmérésére és elkülönítésére is alkalmas a mérőeszköz. Emellett az alskálák és a vizsgálatba bevont pszichológiai változók közötti kapcsolatok megerősítették, hogy a kiégés mérésére kidolgozott skála a feltárni kívánt konstruktumot méri. Mindezek alapján úgy ítéljük meg, hogy a Salmela-Aro és munkatársai (2008) által kifejlesztett Diák Kiégés Kérdőív magyar változata a kutatás mellett alkalmas eszköz lehet az általános és középiskolás korosztály kiégésének szűrő és problémafeltáró vizsgálatára, valamint prevenciós program megalapozását célzó mérésre is.
IRODALOM
Amerikai Pszichológiai Társaság (2014). Stress in America: Are teens adopting adults’ stress habits? Letöltve: 2019. 06. 16.http://www.apa.org/news/press/releases/stress/2013/stress-report.pdf
Beaton, D. E .,Bombardier, C .,Guillemin, F ., &Ferraz, M. B . (2000). Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine, 25(24), 3186–3191.
Blum, R. W .,McNeely, C ., &Rinehart, P. M . (2002). Improving the odds: The untapped power of schools to improve the health of teens. Előadás Minneapolisban. Letöltve: 2019. 06. 16.https://www.casciac.org/pdfs/ImprovingtheOdds.pdf
Bond, L .,Butler, H .,Thomas, L .,Carlin, J .,Glover, S .,Bowes, G ., &Patton, G . (2007). Social and School Connectedness in Early Secondary School as Predictors of Late Teenage Substance Use, Mental Health, and Academic Outcomes. Journal of Adolescent Health, 40(4), 357. e9-357.e18. DOI:
Caroli, M. E. D ., &Sagone, E . (2012). Professional Self Representation and Risk of Burnout in School Teachers. Procedia–Social and Behavioral Sciences, 46, 5509–5515. DOI:
Chang, E .,Lee, A .,Byeon, E .,Seong, H ., &Lee, S. M . (2016). The mediating effect of motivational types in the relationship between perfectionism and academic burnout. Personality and Individual Differences, 89, 202–210. DOI:
Connolly, S. D .,Suarez, L ., &Sylvester, C . (2011). Assessment and Treatment of Anxiety Disorders in Children and Adolescents. Current Psychiatry Reports, 13(2), 99–110. DOI:.
Dweck, C. S ., &Leggett, E. L . (1988). A social-cognitive approach to motivation and personality. Psychological Review, 95(2), 256–273. DOI:
Elliot, A. J .,McGregor, H. A ., &Gable, S . (1999). Achievement goals, study strategies, and exam performance: A mediational analysis. Journal of Educational Psychology, 91(3), 549–563. DOI:
Fabrigar, L. R .,Wegener, D. T .,MacCallum, R. C ., &Strahan, E. J . (1999). Evaluating the use of exploratory factor analysis in psychological research. Psychological Methods, 4(3), 272–299. DOI:
Fiorilli, C .,De Stasio, S .,Di Chiacchio, C .,Pepe, A ., &Salmela-Aro, K . (2017). School burnout, depressive symptoms and engagement: Their combined effect on student achievement. International Journal of Educational Research, 84, 1–12. DOI:
Freudenberger, H. J . (1974). Staff Burn-Out. Journal of Social Issues, 30(1), 159–165. DOI:
Hayton, J. C .,Allen, D. G ., &Scarpello, V . (2004). Factor Retention Decisions in Exploratory Factor Analysis: a Tutorial on Parallel Analysis. Organizational Research Methods, 7(2), 191–205. DOI:
Hazag, A .,Major, J ., &Ádám, S . (2010). Assessment of burnout among students. Validation of the Hungarian version of the Maslach Burnout Inventory-Student Version (MBI-SS). Mentál higiéné és Pszichoszomatika, 11(2), 151–168. DOI:
Herrmann, J .,Koeppen, K ., &Kessels, U . (2019). Do girls take school too seriously? Investigating gender differences in school burnout from a self-worth perspective. Learning and Individual Differences, 69, 150–161. DOI:
Hietajärvi, L .,Salmela-Aro, K .,Tuominen, H .,Hakkarainen, K ., &Lonka, K . (2019). Beyond screen time: Multidimensionality of socio-digital participation and relations to academic well-being in three educational phases. Computers in Human Behavior, 93, 13–24. DOI:
Hinton, P. H .,Brownlow, C .,McMurray, I ., &Cozens, B . (2004). SPSS Explained. New York:Routledge.
Hirschi, T . (1969). Causes of Delinquency. Berkeley, CA:University of California Press.
Horn, J. L . (1965). A rationale and test for the number of factors in factor analysis. Psychometrika, 32, 179–185.
Hu, L ., &Bentler, P. M . (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1–55. DOI:
Inchley, J .,Currie, D .,Young, T .,Samdal, O .,Torsheim, T .,Augustson, L .,et al. (2016). Growing up unequal: Gender and socioeconomic differences in young people’s health and well-being. Health Behaviour in School-aged Children (HBSC) study: International report from the 2013/2014 survey. ( Health Policy for Children and Adolescents, No. 7). Letöltve: 2019. 06. 16.http://www.euro.who.int/en/publications/abstracts/growing-up-unequal.-hbsc-2016-study-20132014-survey
Isoard-Gautheur, S .,Trouilloud, D .,Gustafsson, H ., &Guillet-Descas, E . (2016). Associations between the perceived quality of the coach–athlete relationship and athlete burnout: An examination of the mediating role of achievement goals. Psychology of Sport and Exercise, 22, 210–217. DOI:
Jenkins, P. H . (1997). School Delinquency and the School Social Bond. Journal of Research in Crime and Delinquency, 34(3), 337–367. DOI:
Katona, N ., &Szitó, I . (2000). Student stress in adolescence. Curriculum and Teaching, 15(2), 49–60.
Kiuru, N .,Aunola, K .,Nurmi, J.-E .,Leskinen, E ., &Salmela-Aro, K . (2008). Peer Group Influence and Selection in Adolescents’ School Burnout: A Longitudinal Study. Merrill-Palmer Quarterly, 54(1), 23–55. DOI:
Luo, Y .,Wang, Z .,Zhang, H .,Chen, A ., &Quan, S . (2016). The effect of perfectionism on school burnout among adolescence: The mediator of self-esteem and coping style. Personality and Individual Differences, 88, 202–208. DOI:
Martonné, T. M ., &N. Kollár, K . (2001). A tanulók életmódjának kérdőíves vizsgálata. Budapest:Animula.
Maslach, C . (1982). Burnout: The cost of caring. New York:Prentice-Hall.
Maslach, C ., &Jackson, S. E . (1986). Maslach burnout inventory manual. Palo Alto, CA:Consulting Psychologists Press.
Maslach, C ., &Goldberg, J . (1998). Prevention of burnout: New perspectives. Applied and Preventive Psychology, 7(1), 63–74. DOI:
Mészáros, A . (2004). Az iskola szociálpszichológiai jelenségvilága. Budapest:ELTE Eötvös.
Millings, A .,Buck, R .,Montgomery, A .,Spears, M ., &Stallard, P . (2012). School connectedness, peer attachment, and self-esteem as predictors of adolescent depression. Journal of Adolescence, 35(4), 1061–1067. DOI:
Moody, J ., &Bearman, P. S . (1998). Shaping school climate: Shool context adolescent social networks, and attachmnet to school. Unpublished manuscript.
Näätänen, P .,Aro, A .,Matthiesen, S ., &Salmela-Aro, K . (2003). Bergen Burnout Indicator 15. Helsinki:Edita.
Osterman, K. F . (2000). Students’ Need for Belonging in the School Community. Review of Educational Research, 70(3), 323–367. DOI:
Pajor, G . (2013). Serdülők teljesítménymotivációja a célorientációs elmélet tükrében. PhD-disszertáció. Előadás – ELTE Pszichológia Doktori Iskola. Letöltve: 2019. 06. 16.http://pszichologia.phd.elte.hu/vedesek/PAJOR_GABRIELLA_disszertacio.pdf
Purvanova, R. K ., &Muros, J. P . (2010). Gender differences in burnout: A meta-analysis. Journal of Vocational Behavior, 77(2), 168–185. DOI:
Räisänen, M .,Postareff, L .,Mattsson, M ., &Lindblom-Ylänne, S . (2018). Study-related exhaustion: First-year students’ use of self-regulation of learning and peer learning and perceived value of peer support. Active Learning in Higher Education. DOI:
Rosenberg, M . (1965). Society and the Adolescent Self-Image. Princeton, N. J.:Princeton University Press.
Sallay, V .,Martos, T .,Földvári, M .,Szabó, T ., &Ittzés, A . (2014). Hungarian version of the Rosenberg Self-esteem Scale (RSES-H): An alternative translation, structural invariance, and validity. Mentálhigiéné és Pszichoszomatika, 15(3), 259–275. DOI:
Salmela-Aro, K .,Kiuru, N .,Leskinen, E ., &Nurmi, J.-E . (2009). School Burnout Inventory (SBI): Reliability and Validity. European Journal of Psychological Assessment, 25(1), 48–57. DOI:
Salmela-Aro, K .,Kiuru, N .,Pietikäinen, M ., &Jokela, J . (2008). Does School Matter? The Role of School Context in Adolescents’ School-Related Burnout. European Psychologist, 13(1), 12–23. DOI:
Salmela-Aro, K ., &Newman, P . (2005). BBI-10 Koulu-uupumus-mittari [School Burnout Inventory].Helsinki:Edita.
Salmela-Aro, K ., &Tynkkynen, L . (2012). Gendered pathways in school burnout among adolescents. Journal of Adolescence, 35(4), 929–939. DOI:
Samdal, O .,Nutbeam, D .,Wold, B ., &Kannas, L . (1998). Achieving health and educational goals through schools—a study of the importance of the school climate and the students’ satisfaction with school. Health Education Research, 13(3), 383–397. DOI:
Samuels, P . (2016). Advice on Exploratory Factor Analysis. DOI:
Schaufeli, W. B .,Leiter, M .,Maslach, C ., &Jackson, S. E . (1996). Maslach Burnout Inventory–General Survey. InMaslach, C .,Jackson, S.E ., &Leiter, M.P . (Eds),The Maslach Burnout Inventory—Test manual (3rd ed.). Palo Alto, CA:Consulting Psychologists Press.
Schaufeli, W. B .,Martínez, I. M .,Pinto, A. M .,Salanova, M ., &Bakker, A. B . (2002). Burnout and Engagement in University Students: A Cross-National Study. Journal of Cross-Cultural Psychology, 33(5), 464–481. DOI:
Seibert, G. S .,Bauer, K. N .,May, R. W ., &Fincham, F. D . (2017). Emotion regulation and academic underperformance: The role of school burnout. Learning and Individual Differences, 60, 1–9. DOI:
Simons-Morton, B .,Crump, A. D .,Haynie, D. L .,Saylor, K. E .,Eitel, P ., &Yu, K . (1999). Psychosocial, School, and Parent Factors Associated with Recent Smoking among Early-Adolescent Boys and Girls. Preventive Medicine, 28(2), 138–148. DOI:
Skaalvik, E. M ., &Skaalvik, S . (2009). Does school context matter? Relations with teacher burn-out and job satisfaction. Teaching and Teacher Education, 25(3), 518–524. DOI:
Skaalvik, E. M ., &Skaalvik, S . (2014). Teacher Self-Efficacy and Perceived Autonomy: Relations with Teacher Engagement, Job Satisfaction, and Emotional Exhaustion. Psychological Reports, 114(1), 68–77. DOI:
Sorkkila, M .,Aunola, K ., &Ryba, T. V . (2017). A person-oriented approach to sport and school burnout in adolescent student-athletes: The role of individual and parental expectations. Psychology of Sport and Exercise, 28, 58–67. DOI:
Sorkkila, M .,Tolvanen, A .,Aunola, K ., &Ryba, T. V . (2019). The role of resilience in student-athletes’ sport and school burnout and dropout: A longitudinal person-oriented study. Scandinavian Journal of Medicine & Science in Sports, sms.13422. DOI:
Szabó, É ., &Jagodics, B . (2016). Erőforrások és követelmények. Iskolakultúra, 26(11). DOI:
Szabó, É ., &Virányi, B . (2011). Az iskolai kötődés jelentősége és vizsgálata. Magyar Pedagógia, 111(2), 111–125.
The Jamovi Project (2019). jamovi. Letöltve: 2019. 06. 01.https://www.jamovi.org
Tuominen-Soini, H .,Salmela-Aro, K ., &Niemivirta, M . (2012). Achievement goal orientations and academic well-being across the transition to upper secondary education. Learning and Individual Differences, 22(3), 290–305. DOI:
Várnai, D. E .,Jármi, É .,Arnold, P .,Demetrovics, Z .,Németh, Á .,Kökönyei, G ., &Örkényi, Á . (2018). A kortársbántalmazás (bullying) értelmezésének vizsgálata kvalitatív módszerrel–„Az iskoláskorú gyermekek egészségmagatartása” (HBSC) vizsgálat módszertanának kiegészítésére. Magyar Pszichológiai Szemle, 73(4), 519–539. DOI:
Wang, M.-T .,Kiuru, N .,Degol, J. L ., &Salmela-Aro, K . (2018). Friends, academic achievement, and school engagement during adolescence: A social network approach to peer influence and selection effects. Learning and Instruction, 58, 148–160. DOI:
World Health Organisation (2018). International statistical classification of diseases and related health problems (11th Revision). Letöltve: 2019. 06. 16.https://icd.who.int/browse11/l-m/en
